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UNIVERSIDADE FEDERAL DE SÃO CARLOS
CENTRO DE CIÊNCIAS EM GESTÃO E TECNOLOGIA
PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA
ÉRICA MARQUES MENDONÇA
CRESCIMENTO ECONÔMICO RESTRITO PELO BALANÇO DE PAGAMENTOS:
UMA ANÁLISE PARA A ECONOMIA BRASILEIRA NOS PERÍODOS DE
GOVERNO FHC E LULA
Sorocaba – SP
2017
UNIVERSIDADE FEDERAL DE SÃO CARLOS
CENTRO DE CIÊNCIAS EM GESTÃO E TECNOLOGIA
PROGRAMA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA
ÉRICA MARQUES MENDONÇA
CRESCIMENTO ECONÔMICO RESTRITO PELO BALANÇO DE PAGAMENTOS:
UMA ANÁLISE PARA A ECONOMIA BRASILEIRA NOS PERÍODOS DE
GOVERNO FHC E LULA
Dissertação apresentada ao Programa de Pós
Graduação em Economia, para obtenção do
título de mestre em Economia
Orientação: Prof. Dr. Rodrigo Vilela Rodrigues
Sorocaba – SP
2017
ÉRICA MARQUES MENDONÇA
CRESCIMENTO ECONÔMICO RESTRITO PELO BALANÇO DE PAGAMENTOS:
UMA ANÁLISE PARA A ECONOMIA BRASILEIRA NOS PERÍODOS DE
GOVERNO FHC E LULA
Dissertação apresentada ao Programa de
Pós-Graduação, para obtenção do título de
mestre em Economia. Área de
concentração Economia Aplicada.
Universidade Federal de São Carlos.
Sorocaba, 29 de setembro de 2017.
Orientador
______________________________________
Dr. Rodrigo Vilela Rodrigues
Universidade Federal de São Carlos- Campus Sorocaba
Examinador
______________________________________
Dr. Geraldo Edmundo Silva Jr.
Universidade Federal de São Carlos- Campus Sorocaba
______________________________________
Dr. Humberto Francisco Silva Spolador
Universidade de São Paulo – ESALQ/USP
Dedico esta dissertação aos meus pais, Francisco e Degmar, e meu
esposo Denilson.
AGRADECIMENTOS
Em primeiro lugar, agradeço a Deus pela oportunidade de concretizar mais essa etapa em
minha vida.
Agradeço aos meus pais, Francisco e Degmar, por estarem sempre dispostos a me apoiar em
meus sonhos e projetos e por todo esforço que fazem para que eu consiga concretizar meus
objetivos. O estudo foi o maior presente que vocês me deram.
Ao meu marido, Denílson, só posso agradecer sempre por seu eterno companheirismo e por
toda ajuda que me deu ao longo desse trabalho. Você torna tudo muito melhor em minha vida.
Agradeço à minha irmã, Débora, minhas sobrinhas, Lavínia e Larissa, e ao Rômulo pelo apoio
e pelos momentos de alegria que me deram no decorrer do mestrado.
Agradeço a toda minha família e amigos pela compreensão em relação às inúmeras ausências
nesse período. Às minhas avós, em especial, por todo carinho ao longo do tempo e aos
primos, Michel e Alex, por todas remessas de rosquinhas que me fizeram sentir mais próxima
ao Paraná.
Aos meus amigos, Naira e Marcio Diniz, por serem anjos em minha vida e pelo especial apoio
que sempre me dão. E à Celia, por suas valiosas correções, e junto com a Juliana, Cris e
Débora pela força e bons e alegres momentos juntas.
Aos amigos antigos, Michelle, Welker, Paloma e Roiz, agradeço pelas risadas. Em memória,
ao Thiago Carneiro, por todas boas lembranças. E aos amigos que fiz no mestrado, Maurício,
Erik, Luís, Josiane, Andressa, Camila, Guilherme, Dannyra e Mariana, agradeço por terem
tornado esse momento muito mais leve.
Aos meus colegas da Fiesp e ao Renato, agradeço pelo apoio nesse período.
Em especial, agradeço ao Rodrigo Vilela por toda dedicação, incentivo e seriedade com o
qual conduziu a orientação desse trabalho. Você se tornou um modelo de professor e
orientador para mim.
Agradeço aos professores da banca, professor Geraldo Edmundo e professor Humberto
Spolador, pela disponibilidade em contribuir com esse trabalho. Em particular, agradeço ao
professor Geraldo Edmundo por ter me acompanhado desde o começo.
Por fim, agradeço a todos os professores do Programa de Mestrado em Economia da UFSCar
pelos inúmeros aprendizados.
E à Manoela, por seu excelente trabalho na secretaria de pós-graduação.
RESUMO
MENDONÇA, Érica Marques. Crescimento econômico restrito pelo balanço de pagamentos:
uma análise para a economia brasileira nos períodos de governo FHC e LULA. Dissertação
(Mestrado em Economia) – Centro de Ciências e Tecnologia, Universidade Federal de São
Carlos, Sorocaba, 2017.
A restrição externa ao crescimento econômico tem sido um fato apontado como causador de
diferenças nas taxas de crescimento dos países em desenvolvimento. Partindo da modelagem
que se tornou conhecida como Lei de Thirlwall, em sua formulação tradicional e estendida,
realizou-se uma pesquisa empírica para a economia brasileira no período dos governos FHC e
Lula, e do período completo de 1995 a 2010, com a finalidade de investigar em que medida o
Brasil teve seu potencial de crescimento econômico limitado por restrições no balanço de
pagamentos, e como isso pode ter resultado em diferenças entre os períodos analisados.
Utilizando o procedimento econométrico de cointegração, empregado para estimativas de
elasticidades-preço e renda da demanda por importação dos períodos, obteve-se como
resultado uma melhora na elasticidade renda das importações no período Lula
comparativamente ao governo FHC, relaxando a restrição externa por essa perspectiva.
Porém, a elasticidade estimada para o período completo, de 2,3, manteve-se acima da
estimada na literatura para períodos anteriores à década de noventa, convergindo para a
interpretação de mudança da estrutura produtiva brasileira. E, em relação a hipótese de
restrição externa, a partir de testes estatísticos obteve-se como resultado a validação do
modelo original de Thirlwall (1979), do modelo original com câmbio real e do modelo de
Moreno-Brid (2003) para o período Lula e FHC, o que corrobora a manutenção da restrição
externa nesses períodos separadamente. Porém, no período Lula, foram obtidas taxas de
crescimento teóricas superiores, indicando o relaxamento da restrição externa em comparação
ao período FHC. Para o período completo, todas as especificações foram validadas, indicando
também que o equilíbrio no balanço de pagamentos manteve-se como restrição ao
crescimento econômico de longo prazo brasileiro no período.
Palavras-chave: Crescimento. Lei de Thirlwall. Restrição no Balanço de Pagamentos. Lula.
FHC.
ABSTRACT
MENDONÇA, Érica Marques. Economic growth restricted by the balance of payments: an
analysis for the Brazilian economy during the FHC and LULA government periods.
Dissertation (Master in Economics) - Science and Technology Center, Universidade Federal
de São Carlos, Sorocaba, 2017.
The external constraint to economic growth has been a fact that has caused differences in the
growth rates of developing countries. Starting from the modeling known as Thirlwall's Law,
in its traditional and extended formulation, an empirical research was carried out for the
Brazilian economy in the period of the FHC and Lula governments, and the entire period from
1995 to 2010. The purpose was investigating to what extent Brazil had its potential for
economic growth limited by balance of payments constraints, and to what extent this may
have resulted in differences between the periods analyzed. Using the econometric
cointegration procedure used to estimate the price and income elasticities of the import
demand of the periods, the result was an improvement in the income elasticity of imports in
the Lula period compared to the FHC government, thus relaxing the external constraint by this
perspective. However, the estimated elasticity for the full period of 2.3 remained above that
estimated in the literature for periods prior to the 1990s, converging to the interpretation of
change in the Brazilian productive structure. The validity of the original model of Thirlwall
(1979), the original model with real exchange rate and the model of Moreno-Brid (2003) for
the Lula and FHC periods was obtained as a result of the external constraint hypothesis,
which corroborates the maintenance of the external constraint in these periods separately.
However, in the Lula period, higher theoretical growth rates were obtained, indicating the
relaxation of the external restriction in comparison to the FHC period. For the full period, all
specifications were validated, indicating also that the equilibrium in the balance of payments
remained as a constraint to the Brazilian long-term economic growth in the period.
LISTA DE FIGURAS
Gráfico 1 - Taxa real de crescimento do PIB Brasileiro entre 1995 e 2010 (%) ...................... 13
Gráfico 2 - Resultado do BP Brasileiro entre 1995 e 2010 – US$ bilhões............................... 15
Gráfico 3 - Evolução Balanço Comercial brasileiro- 1995-2002 - US$ milhões correntes ..... 58
Gráfico 4 - Dívida externa líquida/PIB (%) – 1995 a 2002 ...................................................... 59
Gráfico 5 - Evolução Balanço Comercial brasileiro- 2003-2010 - US$ milhões correntes ..... 64
Gráfico 6 - Dívida externa líquida/PIB (%) – 2003 a 2010 ...................................................... 65
Gráfico 7 - Saldo comercial por origem setorial ...................................................................... 68
Gráfico 8 - Evolução do balanço comercial brasileiro e da conta renda primária – 1995 a 2010
- US$ milhões correntes ........................................................................................................... 70
Gráfico 9 - Dívida externa líquida/PIB (%) – 1995 a 2010 ...................................................... 73
Gráfico 10 - Evolução do índice da taxa de câmbio efetiva e do índice de câmbio real
(R$/US$) ................................................................................................................................... 74
Gráfico 11 - Dívida externa líquida/ PIB e Posição internacional de investimento (PII) / PIB77
LISTA DE TABELAS
Tabela 1 - Dados e fontes ......................................................................................................... 39
Tabela 2- Resumo das elasticidades renda das importações estimadas.................................... 54
Tabela 3 - Função de Importação período 1995 – 2002 ........................................................... 56
Tabela 4 - Resultados dos modelos de Thirlwall para período FHC (1995-2002) ................... 57
Tabela 5 - Função de Importação período 2003 - 2010 ............................................................ 60
Tabela 6 - Resultados dos modelos de Thirlwall para período LULA (2003 - 2010) .............. 62
Tabela 7 - Função de Importação período 1995 - 2010 ............................................................ 66
Tabela 8 - Resultados dos modelos de Thirlwall no período completo (1995 - 2010)............. 69
Tabela 9 - Decomposição do modelo (3) de crescimento com equilíbrio no BP ..................... 73
Tabela 10 - Evolução conta Renda Primária brasileira- 1995-2010 - US$ milhões correntes . 75
LISTA DE ABREVIATURAS E SIGLAS
FHC – Fernando Henrique Cardoso
BP – Balanço de Pagamentos
LT – Lei de Thirlwall
PIB – Produto Interno Bruto
FMI – Fundo Monetário Internacional
IPCA – Índice de preços ao consumidor amplo
IBGE – Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística
IPA – Índice de Preços por Atacado
SUMÁRIO
1. INTRODUÇÃO ................................................................................................................ 12
2. MODELOS DE CRESCIMENTO ECONOMICO RESTRITO PELO BALANÇO DE
PAGAMENTO ......................................................................................................................... 17
2.1. Lei de Thirlwall: Modelo original ................................................................................. 19
2.2. Modelo com fluxo de capital ......................................................................................... 23
2.3. Modelos com endividamento e pagamento de serviços do capital ................................ 25
2.4. Uma breve discussão dos modelos de crescimento econômico mainstream e suas
controvérsias ............................................................................................................................. 33
3. ANÁLISE EMPÍRICA DOS MODELOS DE CRESCIMENTO ECONÔMICO
RESTRITO PELO BALANÇO DE PAGAMENTO PARA A ECONOMIA BRASILEIRA
ENTRE 1995 E 2010 ................................................................................................................ 38
3.1. Dados e fontes ............................................................................................................... 38
3.2. Procedimentos econométricos ....................................................................................... 39
3.3. Metodologia empírica: descrição dos modelos testados................................................ 43
3.4. Metodologia geral dos testes aplicados para validação da Lei de Thirlwall ................. 45
4. RESULTADOS EMPÍRICOS DA LEI DE THIRLWALL PARA O BRASIL ............... 47
5. EVIDÊNCIAS PARA A ECONOMIA BRASILEIRA ENTRE 1995 E 2010 ................. 55
5.1. Evidências empíricas para a economia brasileira no período FHC (1995-2002) .......... 55
5.2. Evidências empíricas para a economia brasileira no período Lula (2003-2010) .......... 59
5.3. Evidências empíricas para a economia brasileira no período completo (1995-2010) ... 65
6. CONCLUSÕES ................................................................................................................. 78
7. REFERÊNCIAS ................................................................................................................ 81
ANEXOS .................................................................................................................................. 90
12
1. INTRODUÇÃO
O crescimento econômico é uma temática que tem, ao longo dos anos, impulsionado o
debate na área econômica, em especial no que se refere aos seus determinantes e restrições.
Assim, constantemente busca-se analisar as razões para as diferenças observadas entre as
taxas de crescimento dos países e, mesmo, entre taxas de crescimento do próprio país em
diferentes períodos. Nesse sentido, o presente estudo teve como objetivo investigar se a
restrição externa foi um fator limitante ao crescimento econômico brasileiro no período entre
1995 e 2010, analisando as diferenças entre os períodos de governo de Fernando Henrique
Cardoso (1995-2002) e Luís Inácio da Silva (2003-2010), sob a luz da modelagem de
crescimento econômico conhecida como Lei de Thirlwall (LT) e suas posteriores extensões.
Do trabalho seminal desenvolvido por Thirlwall (1979), para um conjunto de países
desenvolvidos, originou-se a interpretação de que, em uma economia aberta, a restrição
dominante ao crescimento ocorre no balanço de pagamentos e isso explicaria a diferença nas
taxas de crescimento econômico desses países. No desenvolvimento posterior dessa teoria,
com a inclusão de mais variáveis explicativas ao modelo e testes empíricos para outros
conjuntos de países, observou-se que a restrição externa também é importante para explicar a
trajetória de crescimento de países em desenvolvimento.
Para a economia brasileira, que historicamente sofreu com questões relacionadas a
desequilíbrios no balanço de pagamentos, como em 1973 e 1979 relacionados ao choques do
petróleo e ao aumento dos juros americanos, na crise da moratória da dívida de 1982, na crise
cambial de 1999, mas que também, mais recentemente não lidou com impactos tão severos no
balanço de pagamentos com a crise internacional de 2008, entende-se que o arcabouço teórico
desenvolvido a partir da LT contribui para interpretar o comportamento do crescimento
econômico brasileiro.
Em relação aos dois períodos de governo presentes na análise da dissertação, Fernando
Henrique Cardoso (FHC) e Luís Inácio da Silva (Lula), verifica-se no gráfico 1 que
apresentaram taxas de crescimento econômico diferentes, 2,3% em média no período 1995-
2002 e 4,1% em média no período 2003-2010. Como foram governos que apresentaram
similitudes na condução da política macroeconômica e passaram por crises internacionais,
13
tornou-se interessante investigar, sob o ponto de vista da restrição externa, como as diferentes
visões de restrição externa influenciaram o crescimento econômico do período.
Gráfico 1 - Taxa real de crescimento do PIB Brasileiro entre 1995 e 2010 (%)
Fonte: Elaborado pela autora com base em dados do Ipeadata (2017b).
É importante destacar que existem outras vertentes de análise do crescimento
econômico diferentes à adotada na presente dissertação, desenvolvida por Solow (1956) e
demais extensões, que focalizam o processo de crescimento econômico exclusivamente nos
determinantes da oferta do produto agregado, sendo o crescimento econômico determinado
pela capacidade de ofertar bens e serviços, ou seja, pela acumulação de estoques de capital
físico, humano, tecnologia, etc. A despeito da importância desses fatores para o crescimento
econômico, ao se tratar de uma economia aberta, entende-se que tais modelos não conseguem
captar o impacto do setor externo no crescimento econômico de longo prazo das economias
em desenvolvimento (CARVALHO, 2006).
Além disso, apesar da construção teórica da abordagem do crescimento com restrição
externa considerar a restrição na demanda como fator principal para determinação do produto,
ela não desconsidera a importância de fatores relacionados à oferta agregada. (CARVALHO;
LIMA, 2007). As elasticidades-renda são determinadas, grosso modo, por características das
ofertas de bens, como sua sofisticação, tecnologia, etc. Dessa forma, a estrutura produtiva do
país tem um impacto significativo nas elasticidades e, consequentemente, na restrição ao
crescimento de longo prazo, razão pela qual será analisada a diferença nas elasticidades
estimadas para os períodos FHC e Lula.
-1,00
0,00
1,00
2,00
3,00
4,00
5,00
6,00
7,00
8,00
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
Média (95-02): 2,3%
Média (03-10): 4,1%
14
Pretende-se, também, avaliar de que forma a elasticidade renda das importações
estimada para o período se contrapõe à elasticidade calculada por outros trabalhos para
períodos anteriores ao abordado pela presente dissertação, tentando abordar de que forma as
políticas econômicas adotadas no início da década de noventa podem ser relacionadas com os
resultados encontrados. É bastante discutido na literatura que, após o período de grande
instabilidade política e econômica da década de oitenta, seguiu-se nos primeiros anos da
década de noventa com uma agenda liberalizante da economia brasileira, com a execução de
proposições do que ficou conhecido como Consenso de Washington1 (NAKATANI;
OLIVEIRA, 2010). Assim, medidas como abertura comercial, redução de tarifas de
importação e liberalização da conta capital e financeira que foram adotadas, juntamente com a
adoção do Plano Real, tiveram reflexos na condução da política econômica nos períodos
seguintes, bem como nos resultados em termos de estrutura produtiva, crescimento
econômico, do setor externo e da manutenção de restrições ao crescimento.
Em relação a acontecimentos que afetaram outros aspectos dos modelos de restrição
externa, é preciso destacar que no período de governo do FHC ocorreram as crises dos países
asiáticos (1997) e a crise da Rússia (1998), sem considerar a crise do México, que ocorreu no
final de 1994. E, mais importante para a análise, houve a crise de balanço de pagamentos
brasileira em 1999, que culminou na mudança de regime cambial vigente até o momento, que
era o regime de câmbio administrado, para o regime de câmbio flutuante e o estabelecimento
do que ficou conhecido como tripé de política econômica: câmbio flutuante, responsabilidade
com as contas públicas (geração de superávits primários) e sistema de metas de inflação.
Sendo essa condução de política macroeconômica mantida posteriormente no governo Lula
(SICSÚ, 2007).
Sobre o governo Lula, este se iniciou em um contexto de crise de confiança externa
com sua candidatura, que teve forte impacto no fluxo de capitais de 2002 e na desvalorização
cambial, o que se somou à instabilidade ocasionada pela crise Argentina de 2001-2002, e
resultou em um novo acordo firmado com o FMI antes de sua posse, com objetivo de evitar
nova crise no balanço de pagamentos brasileiro. Mas durante seu governo, uma crise
internacional de grande magnitude só ocorreu em 2008.
1 O Consenso de Washington foi uma expressão cunhada pelo economista Jonh Williamson após uma
conferência patrocinada pelo Banco Mundial em 1989. Ela resume um conjunto de orientações e medidas de
política economia que ficaram conhecidas por neoliberalismo e que passou a orientar as recomendações do FMI
e do Banco Mundial (NAKATANI; OLIVEIRA, 2010)
15
E, apesar da dúvida inicial, houve o comprometimento do então candidato à
presidência Lula em honrar compromissos, com a “Carta ao Povo Brasileiro”, indicando sua
nova postura econômica (GIAMBIAGI, 2012). Como já destacado, essa nova postura se
refletiu na condução da política econômica semelhante ao governo anterior, com a
manutenção do tripé econômico após sua eleição. Mas a despeito dessa similitude na
condução macroeconômica, o resultado em termos de balanço de pagamentos divergiu entre
os dois governos. Como observado no gráfico 2, enquanto no governo FHC se observa
períodos de resultado negativo no BP, especialmente relacionados às crises citadas, o governo
Lula contou com resultados positivos expressivos no BP2. Dessa forma, outras questões
positivas que não ocorreram no governo FHC se mostraram relevantes no período Lula, como
o boom de commodities, a ampliação do investimento direto externo, o aumento no nível de
reservas e a consequente redução da dívida externa líquida, sendo estes fatores relevantes do
ponto de vista de análise da restrição externa que a dissertação se propõe a realizar.
Gráfico 2 - Resultado do BP Brasileiro entre 1995 e 2010 – US$ bilhões
Fonte: Elaborado pela autora com base em dados do BCB (2016a).
E, justamente o fato de ter ocorrido uma continuidade da política econômica no
governo Lula, considerando que houve as diferenças apontadas nos resultados do BP, tornou
interessante avaliar os dois governos conjuntamente, com enfoque na questão externa, uma
vez que o objetivo é investigar a presença de restrição externa no crescimento econômico 2 É necessário destacar que o registro das contas do BP sofreu modificações ao longo do tempo, com o objetivo
de se alinhar com os registros internacionais. Em 2015 o Brasil passou a adotar a metodologia do Manual de
Balanço de Pagamentos (BPM6) do FMI, acarretando em algumas diferenças com as estatísticas anteriores de
comercio exterior. Em relação ao resultado do BP, este é apontado na linha Ativos de reserva no BPM6.
12,92 8,67
-7,91 -7,97 -7,82-2,26
3,31 0,308,50
2,24 4,32
30,57
87,48
2,97
46,65 49,10
-20,0
0,0
20,0
40,0
60,0
80,0
100,0
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
16
brasileiro no período de 1995 a 2010, comparando também os resultados entre os dois
governos. Isso tendo em conta que questões como endividamento externo, volatilidade
financeira e deterioração dos termos de troca foram, em maior ou menor grau, historicamente
observadas nos países em desenvolvimento como o Brasil, inibindo o crescimento desses
países (LEZCANO, 2012).
Por fim, além desta breve introdução, a presente dissertação está organizada em mais
cinco capítulos. O capítulo dois apresenta uma revisão dos modelos de crescimento
econômico restrito pelo BP, considerando tanto os aspectos históricos que permearam o
desenvolvimento da teoria quanto uma discussão dos modelos de crescimento econômico
mainstream. O capítulo três apresenta uma revisão da metodologia empírica adotada na
presente dissertação. O capítulo quatro apresenta resultados encontrados pela literatura que
utilizam a modelagem da LT, tentando destacar aspectos da metodologia e dos resultados. O
capítulo cinco apresenta as evidências empíricas encontradas para a restrição externa no
governo FHC, no governo Lula e no período completo. E o capítulo seis apresenta as
conclusões gerais obtidas pela presente dissertação.
17
2. MODELOS DE CRESCIMENTO ECONOMICO RESTRITO PELO BALANÇO
DE PAGAMENTO
As teorias de crescimento econômico têm ao longo do tempo buscado explicações
sobre o que determina o crescimento econômico dos países no longo prazo e o que explica a
disparidade das taxas de crescimento observadas. E essa dedicação volta-se também ao olhar
dentro da própria economia em relação aos seus resultados, buscando identificar as razões que
modificaram sua tendência de crescimento de longo prazo.
Com essa motivação, a presente dissertação também tentará avaliar de que forma o
crescimento econômico de longo prazo se comportou na economia brasileira, em especial nos
governos FHC e Lula, com base na teoria de crescimento restrita pelo equilíbrio no BP.
Utilizando o arcabouço desenvolvido a partir da Lei de Thirlwall, pretende-se investigar em
que medida o desempenho econômico brasileiro no período foi condicionado pelo equilíbrio
do Balanço de Pagamentos em termos do balanço comercial, do fluxo de capitais, do preço de
intercâmbio e do serviço da dívida externa.
Antes do detalhamento dos modelos, é valido destacar, resumidamente, os
antecedentes históricos que propiciaram o desenvolvimento da modelagem que será adotada
na presente dissertação. Como reconhecido por Thirlwall (2011), o desenvolvimento do
modelo de crescimento econômico com equilíbrio no BP possui uma discussão histórica que
remonta ao mercantilismo e sua defesa por Keynes, remonta também ao multiplicador de
comercio de Harrod, ao modelo centro-periferia de Prebish (2000a,2000b), ao modelo de dois
hiatos de Chenery e Bruno (1962) e à crítica sobre como a teoria ortodoxa de comercio e de
crescimento negligenciou as consequências do comercio no balanço de pagamentos.
Thirlwall (2011) detalha que a ideia da LT partiu de um modelo de crescimento
regional de quatro Equações de Kaldor3, em que o produto é determinado pelo crescimento
das exportações, o crescimento das exportações é determinado pelo crescimento fora da
região e pela competitividade, sendo a competitividade parcialmente determinada pelo
crescimento da produtividade e a produtividade determinada pelo crescimento do produto, em
um processo circular e cumulativo. Mas nesse modelo a importação ainda não era modelada,
o que gerava o questionamento a respeito de como o modelo se comportaria se os parâmetros
gerassem um crescimento das importações acima do crescimento das exportações. E a questão
3 Trabalho desenvolvido por Antony Thirlwall e Robert Dixon.
18
passou a ser como incorporar a importação e o balanço de pagamentos, considerando
economias abertas.
Esse primeiro raciocínio somou-se ao entendimento de que a melhor forma de iniciar o
modelo seria com um modelo básico de equilíbrio no balanço de pagamentos de longo prazo,
em que se requer que, na conta corrente, os valores das exportações se igualem ao das
importações. Dessa forma, o crescimento tanto das exportações quanto das importações
poderia ser modelado. E como o crescimento das importações é função do crescimento da
renda, tornou-se possível resolver o modelo para o crescimento da renda com equilíbrio no
balanço de pagamentos.
Como exposto por Carvalho (2006), Thirlwall salienta que a regra obtida para o
crescimento de longo prazo com equilíbrio no balanço de pagamentos (y= x/π) também é
conhecida como multiplicador de comercio dinâmico de Harrod, mas que ele não o conhecia
na época em que desenvolveu seu modelo.
Em relação aos trabalhos que contribuíram para o desenvolvimento do modelo,
Thirlwall (2011) destaca o papel da teoria centro-periferia de Prebish (2000a, 2000b), em que
se aborda a questão do impacto da especialização no comercio entre países desenvolvidos e
em desenvolvimento, nos quais os últimos eram prejudicados por se especializarem em
atividades com baixo retorno e baixa elasticidade renda da demanda nos mercados mundiais,
sendo principalmente produtos agrários. Outra teoria precursora da Lei de Thirlwall, o modelo
de dois hiatos de Chenery e Bruno (1962), em sua essência demonstra que um país poderia ter
seu crescimento restrito pela poupança doméstica ou por divisas. A restrição que se
sobressaísse é a que limitaria o crescimento do país4.
Por sua vez, também a crítica apresentada aos modelos ortodoxos de crescimento
contribuiu para o desenvolvimento do modelo com restrição externa de Thirlwall, pelo fato
dos modelos ortodoxos darem pouca ou nenhuma importância sobre as consequências que o
comércio causava no balanço de pagamentos e também no crescimento econômico. De acordo
com o autor, para a teoria ortodoxa os desequilíbrios no balanço de pagamentos não afetam a
renda real, sendo um processo auto ajustável e com nenhuma implicação em ajuste via renda.
Mesmo na teoria ortodoxa moderna, déficits no BP são assumidos como temporários e
resultado de decisões intertemporais de consumo dos agentes privados. Dessa forma, também
4 Bacha (1990) ampliou o desenvolvimento do modelo de dois hiatos incluindo o hiato fiscal.
19
a discordância sobre essa interpretação se tornou um fator motivador para o desenvolvimento
de uma teoria alternativa.
Considerando essa contextualização, cabe nos tópicos seguintes detalhar o modelo
original de Thirlwall (1979) e os modelos desenvolvidos a partir do trabalho original e que
serão aplicadas na presente dissertação.
2.1. Lei de Thirlwall: Modelo original
Thirlwall (1979) apresenta a tese de que antes de atingir a plena capacidade de
recursos no lado da oferta e seu potencial de geração de produto, os países enfrentam
restrições na demanda que são mais significativas, e que a justificativa para a diferença nas
taxas de crescimento entre os países necessita do arcabouço keynesiano para fundamentar
essa explicação, uma vez que cada país possui demanda específica por seus produtos
ofertados.
Em economias abertas, a restrição no balanço de pagamento, quanto à disponibilidade
de divisas, pode ser o principal obstáculo ao crescimento. Isso porque no âmbito doméstico, o
investimento e os gastos podem ser direcionados por políticas fiscais e monetárias para que a
demanda agregada se aproxime do produto potencial. Mas a restrição de divisas, por sua vez,
avaliando apenas o comercio externo, independe dos gestores de políticas econômicas do país,
uma vez que só é possível ampliar o montante de divisas disponíveis com a ampliação do
saldo comercial, o que depende da demanda externa pelos bens produzidos no país
(THIRWALL, 1979).
Em seu trabalho seminal, Thirlwall apresenta como a taxa de crescimento de muitos
países desenvolvidos se aproxima da taxa de crescimento das exportações dividida pela
elasticidade-renda das importações, que, assumindo certas hipóteses, pode ser considerada
uma medida de “taxa de crescimento com equilíbrio no Balanço de Pagamentos”.
A derivação da taxa de crescimento de longo prazo compatível com equilíbrio no
balanço de pagamentos tornou-se conhecida na literatura como “Lei de Thirlwall”, sendo
apresentada com a seguinte formulação (THIRWALL, 1979):
𝑷𝒅𝒕 𝑿𝒕 = 𝑷𝒇𝒕𝑬𝒕𝑴𝒕 (1)
20
Em que 𝑿𝒕 representa a quantidade de exportações; 𝑷𝒅𝒕 é o preço das exportações em
moeda doméstica; 𝑴𝒕 se constitui no volume de importações; 𝑷𝒇𝒕 é o preço das importações,
medido em moeda estrangeira; 𝑬𝒕 representa a taxa de câmbio nominal (preço doméstico da
moeda estrangeira); e t é o índice de tempo. Destaca-se que apenas o balanço comercial é
considerado no equilíbrio externo por essa especificação inicial.
Aplicando o logaritmo natural às variáveis em (1) e diferenciando-a em relação ao
tempo, obtém-se a condição de equilíbrio em termos de taxa de crescimento de cada variável
acima descrita:
𝒑𝒅𝒕 + 𝒙𝒕 = 𝒑𝒇𝒕 + 𝒆𝒕 + 𝒎𝒕 (2)
Assumindo a quantidade demandada de exportações como uma função multiplicativa
tradicional dos preços domésticos, dos preços externos (medidos em unidades monetárias
domésticas) e do nível da renda mundial, tem-se:
𝑿𝒕 = 𝜶 ( 𝑷𝒅𝒕
𝑷𝒇𝑬𝒕)
𝜼
𝒁𝒕𝜺 (3)
Em que α é uma constante; η representa a elasticidade-preço da demanda por
exportações; 𝒁𝒕 é a renda mundial e ε constitui-se na elasticidade-renda da demanda por
exportações. Dessa equação depreende-se que a demanda por exportações (𝑿𝒕) depende dos
termos de troca e da renda do resto do mundo, junto com as elasticidades-preço e renda da
demanda por exportações.
A função de demanda por exportações pode ser expressa em termos de taxa de
crescimento pela equação a seguir:
𝒙𝒕 = 𝜼(𝒑𝒅𝒕 − 𝒆𝒕 − 𝒑𝒇𝒕 ) + 𝜺𝒛𝒕 (4)
21
Assumindo-se a hipótese de Paridade do Poder de Compra (PPC), isto é, que no longo
prazo os preços relativos (ou termos de troca) permanecem constantes, de modo que (𝒑𝒅𝒕 −
𝒆𝒕 – 𝒑𝒇𝒕) = 𝟎, é possível reescrever a equação acima como:
𝒙𝒕 = 𝜺𝒛𝒕 (5)
Em que 𝑿𝒕 é a taxa de crescimento das exportações; 𝒁𝒕 representa a renda mundial e ε
constitui-se na elasticidade-renda da demanda por exportações.
Já a quantidade demandada de importações pode ser expressa como uma função
multiplicativa dos preços das importações (medidas em moeda doméstica), dos preços das
exportações e da renda doméstica:
𝑴𝒕 = 𝜷 ( 𝑷𝒇𝒕𝑬𝒕
𝑷𝒅𝒕)
𝝋 𝒀𝒕
𝝅 (6)
Em que β é uma constante; φ representa a elasticidade-preço da demanda por
importações; 𝒀𝒕 é renda doméstica; e π se constitui na elasticidade-renda da demanda por
importações. A equação (6) indica que a demanda por importações (𝑴𝒕) é relacionada com os
termos de troca e com a renda doméstica do país, além das elasticidades-preço e renda da
demanda por importações.
Transformando em taxas crescimento tem-se:
𝒎𝒕 = 𝝋(𝒑𝒇𝒕 + 𝒆𝒕 − 𝒑𝒅𝒕) + 𝝅𝒚𝒕 (7)
Substituindo as equações (4) e (7) em (2) e isolando y do lado esquerdo da equação,
resolve-se para a taxa de crescimento compatível com o equilíbrio no balanço de pagamentos,
𝒚𝒃𝒕:
𝒚𝒃𝒕 = (𝟏+𝜼 +𝝋)(𝒑𝒅𝒕 − 𝒆𝒕 – 𝒑𝒇𝒕)+𝜺𝒛𝒕
𝝅 (8)
22
Da equação (8) é possível depreender algumas proposições econômicas:
i. A melhoria dos termos de troca, (𝒑𝒅𝒕 − 𝒆𝒕 – 𝒑𝒇𝒕) > 0, melhora a taxa de
crescimento do país de modo compatível com o equilíbrio no BP, sendo o
efeito puro dos termos de troca sobre a renda real;
ii. A elevação mais rápida nos preços de um país que dos outros, medida em
moeda comum, reduz a taxa de crescimento compatível com equilíbrio no BP
desse país, quando a soma das elasticidades preço (negativas) é maior que um,
ou seja, (𝟏 + 𝜼 + 𝝋) <0;
iii. A desvalorização da moeda (e>0) eleva a taxa de crescimento compatível com
equilíbrio no BP quando a soma das elasticidades preço é maior que um.
Verifica-se, entretanto, que a depreciação ou desvalorização da moeda de uma
vez por toda não pode colocar o país em via de crescimento permanente maior
e compatível com equilíbrio no BP, uma vez que no período seguinte ao da
desvalorização ter-se-ia e =0, e assim, a taxa de crescimento retornaria ao nível
anterior. Usando funções de demanda com elasticidade constante, a
desvalorização da moeda teria que ser contínua, mas isso se refletiria nos
preços internos, anulando a vantagem da taxa cambial;
iv. A equação indica a interdependência dos países uma vez que o desempenho de
um país em termos de crescimento (y) está ligado ao de todos os outros (z).
Contudo, a rapidez com que o país pode crescer em relação aos demais,
preservando seu BP, depende crucialmente de 𝜺 (elasticidade renda das
exportações).
v. A taxa de crescimento compatível com equilíbrio do BP tem relação inversa
com sua demanda por importações, medido por 𝝅.
Resumidamente, na equação (8), tem-se que a variável dependente 𝒚𝒃𝒕 representa a
taxa de crescimento condizente com o equilíbrio externo. Ou seja, a taxa de crescimento de
um país é restringida pelo balanço de pagamentos e a elasticidade-renda da demanda por
importações (π) desempenha um papel crucial na determinação dessa restrição. Uma elevação
nessa elasticidade reduz o crescimento compatível com o equilíbrio externo.
23
Adotando-se, novamente, a hipótese que no longo prazo não há alteração nos termos
de troca, de modo que (𝒑𝒅𝒕 − 𝒆𝒕 – 𝒑𝒇𝒕) = 𝟎, e substituindo (5) em (8), é possível
simplificar a equação (6) para:
𝒚𝒃𝒕 = 𝒙𝒕
𝝅 (9)
Na qual 𝒙𝒕 = 𝜺𝒛𝒕. A equação acima, que representa a denominada Lei de Thirlwall,
indica que a taxa de crescimento compatível com o equilíbrio no balanço de pagamentos é
igual à razão entre o crescimento das exportações e a elasticidade renda das importações. Um
ponto a destacar é que, ao considerar que (𝒑𝒅𝒕 − 𝒆𝒕 – 𝒑𝒇𝒕) = 𝟎, o modelo pressupões que
todo ajuste se dê via renda, descartando ajuste via preços relativos, como realizado pela
literatura neoclássica (CARVALHO, 2006).
Apesar da construção teórica da abordagem do crescimento com restrição externa
considerar a restrição na demanda como fator principal para determinação do produto, ela não
desconsidera a importância de fatores relacionados à oferta agregada. (CARVALHO; LIMA,
2007). As elasticidades-renda são determinadas, grosso modo, por características da oferta de
bens, como sua sofisticação, tecnologia, etc. A estrutura produtiva do país tem um impacto
significativo nas elasticidades e, consequentemente, na restrição ao crescimento de longo
prazo.
2.2. Modelo com fluxo de capital
Nos trabalhos posteriores desenvolvidos nessa perspectiva de modelagem de
crescimento econômico foi considerado que os países não enfrentam restrições apenas em
decorrência do balanço comercial, mas também na conta capital. Assim, algumas adaptações
na Lei de Thirlwall original foram sendo realizadas com intuito de ampliar o alcance das
análises baseadas no modelo.
Thirlwall e Hussain (1982), considerando a importância do movimento de capitais
para as economias em desenvolvimento, fizeram a primeira tentativa de incorporar o fluxo de
24
capitais, já que no modelo original o balanço de pagamentos é aproximado pelo balanço
comercial. A equação proposta equivale:
𝑷𝒅𝒕 𝑿𝒕 + 𝑭𝒕 = 𝑷𝒇𝒕𝑴𝒕 𝑬𝒕 (10)
Em que 𝑭𝒕 é o valor nominal do fluxo de capital medido em moeda doméstica, sendo
F > 0 (ou F < 0) entrada (ou saída) de capitais, e as demais variáveis já definidas
anteriormente.
Aplicando o logaritmo natural às variáveis da expressão (10), e diferenciando-as em
relação ao tempo, obteremos a expressão anterior em termos de taxa de crescimento, como:
𝜽(𝒑𝒅𝒕 + 𝒙𝒕) + (𝟏 − 𝜽)𝒇𝒕 = 𝒑𝒇𝒕 + 𝒆𝒕 + 𝒎𝒕 (11)
Em que θ e (1−θ) representam, respectivamente, as parcelas das exportações e dos
fluxos de capitais no total das receitas do setor externo, (𝑷𝒅𝒕 𝑿𝒕 + 𝑭𝒕), ou seja, qual a parcela
do total de importações que é paga pelas receitas das exportações e qual é paga pela entrada
de capitais.
Substituindo as equações (4) e (7) em (11) e isolando y do lado esquerdo da equação,
resolve-se para a taxa de crescimento compatível com o equilíbrio no balanço de pagamentos
considerando-se também a existência de fluxo de capitais e a variação dos termos de troca,
𝒚𝒃𝒕, tal como exposto na equação seguinte:
𝒚𝒃𝒕 = (𝜽𝜼+𝝋+𝟏)(𝒑𝒅𝒕 − 𝒑𝒇𝒕 – 𝒆𝒕)+(𝟏−𝜽)(𝒇−𝒑𝒅𝒕)+𝜽𝒙𝒕
𝝅 (12)
Em que 𝒚𝒃𝒕 representa a taxa de crescimento condizente com o equilíbrio externo,
incorporando o influxo de capitais; o termo (𝒇 − 𝒑𝒅𝒕) representa o crescimento real dos
capitais externos (medidos em moeda doméstica); o θ e o (1−θ) são, respectivamente, as
parcelas das exportações e dos fluxos de capitais em proporção as receitas externas totais.
25
Considerando a hipótese de que os termos de troca (ou os preços relativos), medidos
em moeda comum, permanecem constantes no longo prazo, ou seja, que (𝒑𝒅𝒕 − 𝒑𝒇𝒕 – 𝒆𝒕) =
𝟎, a equação (12) pode ser simplificada como segue:
𝒚𝒃𝒕 = (𝟏−𝜽)(𝒇−𝒑𝒅𝒕)+𝜽𝒙𝒕
𝝅 (13)
Assim, um aumento na elasticidade-renda das importações pode ser contornado com
um maior fluxo de capitais para o país, ou seja, um determinado país poderia incorrer em
déficits comerciais na medida em que pudesse financiá-los com capitais externos.
2.3. Modelos com endividamento e pagamento de serviços do capital
A despeito de considerar o fluxo de capitais, a formulação de Thirlwall e Hussain
(1982) desconsidera, ainda, o endividamento externo e seu serviço. É importante destacar,
entretanto, o papel relevante do endividamento e do respectivo pagamento de juros na
economia brasileira, principalmente no final dos anos setenta.
No período militar, fim dos anos 1960-70, o financiamento externo do crescimento
econômico brasileiro foi favorecido pela crescente desregulamentação financeira e expansão
do “euromercado”, sendo este mercado de crédito internacional, em grande parte, alimentado
pela maciça oferta de petrodólares após 1973. Beneficiado por essa expansão do crédito
internacional, o Brasil contratou empréstimos em grande escala, com objetivo de amparar o
último ciclo de substituição de importações, sob o Governo Geisel. Porém, devido ao segundo
choque do petróleo e a alta da taxa de juros flutuantes após 1979, essa política ficou
prejudicada, sendo o significativo crescimento do endividamento um dos pontos mais
marcantes (COUTINHO,1997).
Outras economias latino americanas tiveram o mesmo impacto no endividamento
decorrente da elevação dos juros flutuante, tornando esse um ponto relevante a ser
incorporado nos modelos de restrição externa. Assim, considerando o elevado endividamento
brasileiro no período, bem como o pagamento dos serviços do capital mostrou-se relevante
explorar também este aspecto do BP nos estudos de tradição à la Thirlwall.
26
McCombie e Thirlwall (1997) passaram a incorporar na sua análise este
endividamento externo, que em Moreno-Brid (1998-99) teve um desenvolvimento maior,
considerando o estoque de endividamento, já que esse estoque corresponderá a remessas ao
exterior no longo prazo. Nesse mesmo sentido, o modelo desenvolvido por Barbosa-Filho
(2001) também destaca a questão da sustentabilidade da dívida, assim como Moreno-Brid
(1998-99).
Barbosa-Filho (2001), entretanto, discute que tanto o modelo original de Thirlwall
(1979) quanto a extensão proposta por Moreno-Brid (1998-99) apresentavam limitações. Em
relação ao trabalho de Moreno-Brid (1998-99), que redefine o modelo de restrição no BP em
termos de acumulação sustentável da dívida externa, Barbosa-Filho (2001) destaca que não
necessariamente o modelo será estável. Outro ponto destacado pelo autor é que o modelo
apresentado por Moreno-Brid (1998-99) não separava o pagamento de juros da dívida,
explicitamente, dos valores de importação e exportação de bens e serviços não fatores, o que
para ele era um ponto relevante na análise de acumulação da dívida externa.
Partindo da equação apresentada por Moreno-Brid (1998-99), que reescreve a equação
(3) tem-se:
𝑷𝒅𝒕 𝑿𝒕 + 𝑫𝑷𝒅 = 𝑷𝒇𝒕𝑬𝒕𝑴𝒕 (14)
em que D corresponde ao déficit corrente em termos reais e 𝑫𝑷𝒅 é o fluxo nominal de capital
para financiar o déficit. Aplicando o logaritmo natural às variáveis em (14) e diferenciando-a
em relação ao tempo, obtém-se a condição de equilíbrio em termos de taxa de crescimento:
𝜽(𝒑𝒅𝒕 + 𝒙𝒕) + (𝟏 − 𝜽)(𝒅 + 𝒑𝒅) = 𝒑𝒇𝒕 + 𝒆𝒕 + 𝒎𝒕 (15)
Substituindo as equações (4) e (7), referentes às taxas de crescimento das exportações
e das importações, na equação (15) e isolando y do lado esquerdo da equação, com a razão
déficit em conta corrente e PIB constantes, tem-se:
27
𝒚𝑫 = (𝜽)𝜺𝒛𝒕+(𝟏+𝜽𝜼 +𝝋)(𝒑𝒅𝒕 − 𝒆𝒕 – 𝒑𝒇𝒕)
𝝅−(𝟏−𝜽) (16)
Diferentemente da interpretação de Moreno-Brid (1998-99), que entende que o
parâmetro θ representa as condições iniciais de desequilíbrio na conta corrente e não depende
da renda, para Barbosa-Filho (2001) o parâmetro θ depende do crescimento econômico y e,
sem a inclusão dos preços relativos, a equação só será estável se θ = 0, ou seja, quando não há
desajuste inicial, ou quando π = 1, caso bastante irrealista e muito restritivo.
A solução apresentada por Barbosa-Filho (2001) para essa discussão da estabilidade
foi assumir que ao menos uma parte do ajuste ocorra via termos de troca5. Ele destaca, por
outro lado, que isso não implica em assumir a visão neoclássica que flexibilidade de preços
resolve todos os problemas. Mas para o autor, na busca pela estabilidade de preço doméstico,
por exemplo, a rápida redução da inflação que ocorre com período prolongado de câmbio
apreciado pode deprimir o crescimento de longo prazo porque pode induzir a mudanças nos
determinantes estruturais da restrição no balanço de pagamento. Assim, mesmo que fossem
temporárias, as mudanças prolongadas na taxa de câmbio real podem ter impactos
permanentes na estrutura produtiva da economia e influenciar no crescimento e
desenvolvimento de longo prazo. Dessa forma, os termos de troca teriam efeito na restrição
externa (BARBOSA-FILHO, 2006).
A derivação do modelo de Barbosa-Filho (2001) passa então a incluir os termos de
troca e redefinir o equilíbrio no balanço de pagamentos como sendo uma relação estável de
exportações, importações e dívida em relação ao PIB. A vantagem nessa especificação foi a
inclusão da taxa de juros diretamente na determinação do modelo com a razão dívida PIB.
Mas, como destacado por Carvalho (2006), uma diferença importante entre o modelo
de Barbosa-Filho (2001), de Thirlwall (1979) e Moreno-Brid (1998-1999), refere-se ao fato
desses últimos serem modelos de crescimento de longo prazo e se apresentam como uma
alternativa à teoria neoclássica. Enquanto, por sua vez, ao considerar o câmbio real e
consequentemente precisar de uma relação entre PIB, câmbio e preço, Barbosa-Filho
transformou a lei de Thirlwall em um instrumento de análise de curto prazo. Tendo essa
consideração, apesar do propósito de compreender a trajetória de crescimento de longo prazo
5 O modelo de Barbosa-Filho (2001) não será detalhado na presente dissertação, mas para melhor discussão do
modelo e sua derivação ver Barbosa-Filho (2001;2006) e Carvalho (2006).
28
brasileira nos períodos considerados, entende-se relevante a avaliação também dos modelos
com inclusão do câmbio real nas análises que serão desenvolvidas na presente dissertação.
Já considerando a crítica sobre ausência do pagamento de juros no modelo, Moreno-
Brid (2003) passou a incorporar também o serviço de juros da dívida externa, que havia sido
desconsiderado na sua versão anterior. De acordo com esta versão estendida do modelo de
Thirlwall e Hussain (1982) realizada por Moreno-Brid (2003), para garantir um equilíbrio de
longo prazo consistente com um endividamento sustentável é preciso que a entrada de capitais
seja tal que mantenha constante determinada relação dívida/PIB.
Assim, Moreno-Brid (2003) passou a incorporar também, explicitamente, o pagamento
de juros da dívida no equilíbrio externo de longo prazo, que tinha sido desconsiderado na
versão que ele apresentou em 1998. Mantendo a condição de endividamento estável, baseada
na constância da relação conta corrente/PIB, a modelagem apresentada em 2003 aprimorou o
trabalho anterior, uma vez que os resultados encontrados sugerem que a inclusão explícita do
serviço da dívida pode, de fato, modificar, expressivamente, o equilíbrio externo de longo
prazo.
Adaptando a versão apresentada por Thirlwall e Hussain (1982) para incluir de forma
explícita o pagamento de juros, o modelo restrito pelo BP derivado por Moreno-Brid (2003)
pode ser resumido pelas equações assim especificadas, em termos de taxas de crescimento:
𝒙 = 𝜼(𝒑𝒅 − 𝒆 − 𝒑𝒇 ) + 𝜺𝒛 (17)
𝒎 = 𝝋(𝒑𝒇 + 𝒆 − 𝒑𝒅) + 𝝅𝒚 (18)
𝒑𝒇 + 𝒎 = 𝜽𝟏(𝒑𝒅 + 𝒙) − 𝜽𝟐(𝒑𝒅 + 𝒓) + (𝟏 − 𝜽𝟏 + 𝜽𝟐)(𝒑𝒅 + 𝒇) (19)
𝜽𝟏 = 𝒑𝒅 𝒙
𝒑𝒇 𝒎⁄ (20)
𝜽𝟐 = 𝒑𝒅 𝒓
𝒑𝒇 𝒎⁄ (21)
29
As equações (17) e (18) representam as tradicionais funções de demanda por
exportações e importações, como anteriormente apresentada (equações 4 e 7). A equação (19)
representa à especificação dinâmica da nova condição de equilíbrio no BP, onde r se constitui
no pagamento líquido de juros ao exterior, medido em termos reais; e o 𝒑𝒅 + 𝒇 (= F)
representa o influxo liquido de capitais externos, medidos em moeda doméstica.
A identidade contábil do BP por trás da equação (19) pode ser expressa, em termos
nominais, como M = X – R + F, onde M representa as importações, X o total das
exportações, (R> 0) o pagamento líquido de juros ao exterior e F o déficit em conta corrente,
que será financiado pela entrada de capital externo (MORENO-BRID, 2003).
A equação (20) indica a parcela das despesas com importações garantida pela renda
decorrente das exportações (𝜽𝟏>0), enquanto a equação (21) mostra a proporção do
pagamento líquido de juros ao exterior em relação às importações (𝜽𝟐 >0), sendo ambos
mensurados no período inicial. Cabe destacar que o fato do 𝜽𝟐 > 0, ou o sinal negativo do
segundo termo do lado direito da equação (19), sugere que o país em questão é um devedor
líquido (MORENO-BRID, 2003). E, como 𝜽𝟏 e 𝜽𝟐 são valores positivos, tem-se que o termo
(𝟏 − 𝜽𝟏 + 𝜽𝟐) representa a razão entre o fluxo de capitais externos e as importações.
E para assegurar que a acumulação da dívida externa não seja explosiva, tal como
proposto por Moreno-Brid (1998-1999; 2001), é imposta a condição de endividamento
sustentável, baseada na manutenção da razão entre o déficit em conta corrente (F) e o PIB
(Y):
F/Y = k (22)
em que k é uma constante. Por definição, tem-se que F = 𝒑𝒅 + 𝒇 e Y = 𝒑𝒅 + 𝒚, de modo
que, em termos de taxa de variação, a equação (22) pode ser reescrita como:
𝒑𝒅 + 𝒇 = 𝒑𝒅 + 𝒚 (23)
30
Substituindo a condição acima na equação (19), resolve-se para a taxa de crescimento
condizente com o equilíbrio externo, a qual, além de incorporar o pagamento líquido de juros
ao exterior, detém uma trajetória de longo prazo sustentável para a dívida externa acumulada:
𝒚 ∗𝒃= 𝜽𝟏𝜺𝒛−𝜽𝟐𝒓+(𝜽𝟏+𝝋+𝟏)(𝒑𝒅 – 𝒆 – 𝒑𝒇)
𝝅−(𝟏−𝜽𝟏+𝜽𝟐) (24)
Considerando, tal como proposto por Thirlwall (1979), que a variação dos termos de
troca não é significante no longo prazo, de modo que, (𝒑𝒅 – 𝒆 – 𝒑𝒇= 0) e (𝒙 = 𝜺𝒛), a equação
(24) pode ser simplificada para:
𝒚 ∗𝒃= 𝜽𝟏𝒙−𝜽𝟐𝒓
𝝅−(𝟏−𝜽𝟏+𝜽𝟐) (25)
Ao considerar que o déficit em conta corrente é igual a zero, isto é, se (𝟏 − 𝜽𝟏 +
𝜽𝟐) = 𝟎, obtém-se a seguinte versão da LT:
𝒚 ∗𝒃= 𝜽𝟏𝒙−𝜽𝟐𝒓
𝝅 (26)
E, assumindo-se, ainda, que o pagamento de juros ao exterior é constante (𝜽𝟐 = 𝟎) ou
insignificante (𝟏 = 𝜽𝟏), a equação (26) se resume à formulação original da LT (equação 11):
𝒚 ∗𝒃= 𝒚𝒃𝒕 = 𝒙𝒕
𝝅 (27)
De maneira idêntica, se for considerada a condição de endividamento externo
sustentável, mas sem incluir, explicitamente, o pagamento de juros líquidos ao exterior,
derivar-se-á a taxa de crescimento de equilíbrio de longo prazo consistente com a versão
31
apresentada por Moreno-Brid (1998-1999; 2003) e por McCombie e Thirlwall (1997),
expressa como:
𝒚 ∗𝒃= 𝜽𝟏𝒙
𝝅−(𝟏−𝜽𝟏) (28)
Como exposto por Lezcano (2012) e Carvalho (2006), analisando as equações (26),
(27) e (28), verifica-se que a incorporação dos juros modifica significativamente a condição
de equilíbrio externo. Segundo Carvalho (2006), ao não separar o pagamento de juros da
importação de bens e serviços teria como implicação atribuir ao pagamento de juros o mesmo
comportamento da função importação, ou seja, que o pagamento de juros seria crescente na
renda e decrescente no câmbio.
Tendo em vista a importância do pagamento dos juros e do endividamento para a
economia brasileira, esse modelo desenvolvido por Moreno-Brid (2003) será testado na
presente dissertação, além dos modelos originais e com fluxos de capitais. Além disso,
procurando incorporar os diferentes elementos que compõem o equilíbrio de longo prazo do
BP, será analisado também, quando possível, a formulação apresentada por Carvalho e Lima
(2007, 2009), que com o objetivo de identificar a função desempenhada pelos diversos
componentes do equilíbrio externo, apresenta uma especificação do BP que inclui o comércio,
os termos de troca, o fluxo de capitais (desconsiderando qualquer restrição à sua entrada) e o
pagamento de serviços do capital, que abarca não somente os gastos com juros, mas toda a
conta de serviços:
𝑷𝒅 𝑿𝒕 − 𝑷𝒅𝑹 + 𝑷𝒅𝑭 = 𝑷𝒇𝑴𝒕𝑬𝒕 (29)
onde R é o valor real dos serviços de capital; e F representa o valor em termos reais dos fluxos
de capital, ambos mensurados em moeda estrangeira.
Transformando as variáveis na equação (29) em taxas de crescimento, aplicando-se o
log e diferenciando em relação ao tempo, tem-se:
32
𝜽𝟏(𝒑𝒅 + 𝒙) − 𝜽𝟐(𝒑𝒅 + 𝒓) + (𝟏 − 𝜽𝟏 + 𝜽𝟐)(𝒑𝒅 + 𝒇) = 𝒑𝒇 + 𝒎 + 𝒆 (30)
em que 𝜽𝟏, 𝜽𝟐 e (𝟏 − 𝜽𝟏 + 𝜽𝟐) representam, respectivamente, a participação das
exportações, dos serviços do capital e do fluxo de capitais no total das receitas do setor
externo. Substituindo as equações (4) e (7) na formulação acima apresentada, é possível obter
a seguinte expressão para a nova especificação do modelo:
𝒚 ∗∗𝒃= 𝜽𝟏𝒙+(𝟏+𝝋)(𝒑𝒅 – 𝒆 – 𝒑𝒇)−𝜽𝟐𝒓+(𝟏−𝜽𝟏+𝜽𝟐)𝒇
𝝅 (31)
em que as letras minúsculas representam as taxas de variação das respectivas variáveis;
enquanto 𝜽𝟏 e 𝜽𝟐 constituem as seguintes razões, medidas no período inicial:
𝜽𝟏 = 𝑷𝒅𝑿
𝑷𝒇𝑬𝑴 (32)
𝜽𝟐 = 𝑷𝒅𝑹
𝑷𝒇𝑬𝑴 (33)
Como nos casos anteriores, se for considerada a hipótese de que os preços relativos,
medidos em moeda comum, são negligenciáveis no longo prazo, isto é, sem incluir os termos
de troca, a equação (31) pode ser simplificada para:
𝒚 ∗∗𝒃= 𝜽𝟏𝒙−𝜽𝟐𝒓+(𝟏−𝜽𝟏+𝜽𝟐)𝒇
𝝅 (34)
Utilizando a formulação detalhada na equação (31), Carvalho e Lima (2007-2009),
concluíram que a trajetória de crescimento da economia brasileira, entre 1930 e 2004, foi
consistente com a abordagem de crescimento sob restrição externa à la Thirlwall. Nessa
análise, o componente comercial, dado pela razão das elasticidades-renda, foi responsável
pela maior parte desse crescimento, seguido pelos termos de troca, que também contribuíram
33
positivamente. Já o pagamento de serviços do capital apresentou um valor negativo,
intensificando, portanto, a restrição decorrente do BP, enquanto que o fluxo de capitais não
teve nenhuma participação no aumento dessa restrição.
Analisando os modelos descritos, percebe-se que desde a primeira tentativa feita por
Thirlwall e Hussain (1982) de incorporar o fluxo de capitais à LT original, outros autores
seguiram apresentando extensões deste modelo, tentando desvendar a trajetória de
crescimento das economias em desenvolvimento, incorporando não apenas a conta capital,
como também outros componentes do BP, tais como pagamentos dos juros da dívida, dos
serviços do capital, além de incluir as condições para o endividamento sustentável
(LEZCANO, 2012). E, também, buscaram considerar nos modelos outros aspectos relevantes,
como por exemplo a relação com estrutura produtiva realizada por Araújo e Lima (2007) na
versão multissetorial6.
2.4. Uma breve discussão dos modelos de crescimento econômico mainstream e suas
controvérsias
Uma diferença fundamental entre os modelos de tradição keynesiana, como a LT, e os
modelos ortodoxos diz respeito ao olhar sobre os determinantes do crescimento econômico de
longo prazo. Enquanto os primeiros fazem alusão à importância da demanda na diferença
entre as taxas de crescimento dos países, e no caso dos modelos de tradição a la Thirlwall,
focando na questão da restrição externa ao crescimento para as economias abertas, a segunda
linha trata de questões relacionadas à oferta.
Os modelos ortodoxos foram desenvolvidos e aprimorados partindo do primeiro
modelo de Solow (1956), em que se concluía pela determinação do crescimento a partir da
acumulação de capital e, dessa forma, a chave do crescimento econômico seria o
comportamento do capital. Para o autor, no longo prazo os países cresceriam à mesma taxa de
crescimento de progresso tecnológico e as mudanças na política econômica poderiam
aumentar temporariamente a taxa de crescimento em uma dada economia, porém não teriam
6 Além da Lei de Thirlwall Multissetorial desenvolvida por Araújo e Lima (2007), podem-se citar outros avanços
e discussões na modelagem apresentada, tais como a incorporação da taxa de câmbio real e das elasticidades
endógenas, por Ferrari et al. (2013), a incorporação de problemas estruturais como a persistência de assimetrias
tecnológicas e heterogeneidade produtiva por Cimoli e Porcile (2013), entre outros.
34
efeito sobre a trajetória de crescimento econômico de longo prazo (FILHO; CAMPELO,
2003).
Resumidamente, o modelo de crescimento desenvolvido por Solow (1956) parte de
uma economia que produz bens homogêneos com três fatores de produção: o capital (K), o
trabalho (L) e o “conhecimento tecnológico” (A), com este último fator afetando diretamente
a produtividade do trabalho. Pelo modelo, tais variáveis são agregadas em uma função de
produção, sendo a função Cobb-Douglas a mais comumente utilizada, com pressupostos de
micro fundamentação neoclássicos, como concorrência perfeita, rendimentos constantes de
escala e rendimentos marginais decrescentes dos fatores individuais de produção, além das
outras premissas, como ser uma economia fechada e com poupança definida exogenamente
(BARRO; SALA-I-MARTIN, 2004; FILHO; CAMPELO, 2003).
Cabe destacar que nesse primeiro modelo desenvolvido por Solow (1956) a tecnologia
é considerada exógena ao modelo, razão pela qual é chamado de modelo de crescimento
exógeno. As formulações posteriores tiveram como objetivo tornar endógeno tanto a
poupança e, principalmente, a tecnologia, nos modelos que ficaram conhecidos como modelos
de crescimento endógenos, por exemplo, os de Romer (1986) e Lucas (1988) que objetivavam
explicar o progresso tecnológico, bem como o modelo shumpeteriano de escada de qualidade,
e posteriormente Barro (1990) com a inclusão de gastos governamentais nos determinantes de
crescimento (BARRO; SALA-I-MARTIN, 2004).
Alguns pontos podem ser colocados em relação à modelagem supracitada. Em que
pese sua importância a respeito da interpretação sobre o papel de fatores relacionados à oferta
da economia no crescimento econômico de longo prazo, como tecnologia, capital humano,
infraestrutura, papel da inovação, etc., há algumas críticas levantadas sobre sua capacidade de
explicar a diferença entre as taxas de crescimento econômico de longo prazo dos países.
Primeiramente, como colocado por Thirlwall (1979; 2011), tais modelos não levam
em consideração nenhum papel exercido pela demanda sobre a determinação do crescimento
dos países e ainda menos sobre o papel exercido pelos desequilíbrios no balanço de
pagamento, o que pode ser entendido como uma manutenção do pressuposto da “lei de Say”,
ou seja, que toda produção geraria sua própria demanda podendo haver apenas desequilíbrios
de curto prazo, mas que no longo prazo a economia caminharia para o equilíbrio.
Essa interpretação de equilíbrio de longo prazo não converge com as evidências
apontadas, por exemplo, por Dosi e Fabiani (1994), os quais apresentam que o hiato de renda
35
per capita entre os países ricos e os países pobres cresceram de forma contínua e persistente
ao longo dos últimos trezentos anos, a partir de uma situação inicial na qual esse hiato era
praticamente inexistente. Tal evidência não seria explicada pelo modelo de Solow (1956),
uma vez que por esse modelo todos os países tenderiam a atingir o nível do estado
estacionário. Para Oreiro (1999) o modelo de Solow explicaria a diferença existente no nível
de renda entre os países, porém não as diferenças historicamente observadas nas taxas de
crescimento.
Argumenta-se também que a maior parte dos modelos de crescimento endógeno não é
capaz de explicar as diferenças observadas nas taxas de crescimento da renda per capita entre
os diferentes países do mundo. Por exemplo, para os modelos de crescimento de Romer
(1986), Rebelo (1991) e Barro (1990), no estado estacionário a taxa de crescimento da renda
per capita seria determinada pelas preferências intertemporais dos consumidores e pela
eficiência da tecnologia empregada pelas firmas de cada país, mas como a tecnologia é
retratada nesses modelos como um bem público, todos os países deveriam empregar
necessariamente as mesmas tecnologias (OUREIRO, 1999). E a explicação das divergências
internacionais no crescimento da renda per capita com base nas preferências intertemporais
dos agentes econômicos seria insatisfatória do ponto de vista metodológico, uma vez que por
serem inteiramente baseada em variáveis não observáveis são incapazes de serem submetidas
a um teste empírico.
Mesmo o modelo de crescimento de Romer (1990), que apresenta a tecnologia não
como um bem público mas como um bem que pode ser apropriado privadamente, e consegue,
dentro de sua modelagem, a possibilidade de que países diferentes tenham acesso a diferentes
tecnologias de produção e, portanto, apresentem diferenças nas suas taxas de crescimento da
renda per capita, não consegue, por exemplo, explicar porque por que alguns países
convergem em seus níveis de renda per capita, ou seja, fazem o catching-up, ao passo que
alguns países divergem, ou seja, fazem o falling-behind (OUREIRO, 1999).
Para Thirlwall (2011), o próprio fato dos modelos ortodoxos de crescimento darem
pouca importância sobre as consequências que o comércio internacional causava no balanço
de pagamentos e também no crescimento econômico foi um dos responsáveis pelo
desenvolvimento do modelo de crescimento com restrição no BP, destacando que desde a
teoria ricardiana de comercio ignoravam-se os efeitos no balanço de pagamentos que a
especialização traz e o que isso podia acarretar na economia real. É valido lembrar a
36
existência de modelos ortodoxos que se propõem a analisar a importância das exportações
sobre o crescimento econômico dos países, como o de Feder (1982), o qual desenvolve sua
modelagem com os fatores de produção capital e trabalho dividindo a economia em dois
setores, um exportador e um não exportador (CARMO et all, 2017). Porém, ainda que insira a
exportação dentro do modelo, não faz referência às importações e ao resultado no BP.
Para a teoria ortodoxa, os desequilíbrios no balanço de pagamentos não afetam a renda
real, sendo um processo auto ajustável e com nenhuma implicação em ajuste via renda
(THIRLWALL, 2011). Por exemplo, na época do padrão ouro acreditava-se que o balanço de
pagamentos se auto ajustaria porque os países superavitários acumulavam ouro e perdiam
competitividade via preços reduzindo suas exportações, e o contrário para países deficitários.
Assim, o balanço de pagamentos sofria esse ajuste via mudanças nos preços, sem nenhuma
mudança na renda ou no produto. Após o colapso do padrão ouro em 1931, a teoria das taxas
de câmbio flexíveis foi desenvolvida e indicava que se a taxa de câmbio real for flexível e a
condição Marshall-Lerner7 for satisfeita, o balanço de pagamentos seria equilibrado e,
novamente, sem ajuste na renda (THIRLWALL, 2011).
E na teoria moderna, déficits no BP são assumidos como temporários e resultado de
decisões intertemporais de consumo dos agentes privados. Déficits seriam produtos de
decisões racionais de consumir agora e pagar depois, sendo simplesmente uma forma de
suavização do consumo e não representaria problemas aos países. Thirlwall (2011), por sua
vez, cita diversos autores que demonstraram que, ao invés do nível de preços e de déficits e
superávits caminharem em direção oposta, há uma tendência no século 19 de se moverem na
mesma direção8. Assim, na pratica isso implica que não há movimento nos preços relativos
que equilibram o BP.
Como questões relacionadas ao setor externo, principalmente no que se referem aos
impactos de desequilíbrios no balanço de pagamentos, já se mostraram historicamente
relevantes como fator restritivo ao crescimento econômico brasileiro, por exemplo, na crise da
moratória de 1982 e na crise cambial de 1999, e se referem a uma abordagem sobre a
7 A condição de Marshall-Lerner se refere a condição sob a qual uma depreciação real leva a um aumento das
exportações líquidas. 8 “As far as the old gold standard mechanism is concerned, monetary historians such as Triffin (1964), Cooper
(1982) and McClosky and Zecher (1976) have all shown that instead of the price levels of deficit and surplus
countries moving in opposite directions, there was a tendency in the 19th century for the price levels of countries
to move together in the same direction”. (Thirlwall, 2011, pg. 315)
37
demanda, optou-se por utilizar na presente dissertação o arcabouço teórico da LT, alternativo
ao apresentado pela modelagem de crescimento econômico mainstream.
38
3. ANÁLISE EMPÍRICA DOS MODELOS DE CRESCIMENTO ECONÔMICO
RESTRITO PELO BALANÇO DE PAGAMENTO PARA A ECONOMIA
BRASILEIRA ENTRE 1995 E 2010
3.1. Dados e fontes
Os dados referentes ao PIB, às importações, às exportações, à conta capital e à taxa de
câmbio foram obtidos no site do Banco Central do Brasil (BCB, 2016 a, b, c). O índice de
preço doméstico foi medido pelo IPCA, calculado pelo IBGE, disponível no site Ipeadata
(2016, a). Para deflacionamento das series em dólar utilizou-se o IPA americano, disponível
no Ipeadata (2016, b).
Os dados mensais foram dessazonalizados no Software Eviews, versão 8.0, pelo
método Census X-129. Para a determinação do componente termos de troca (câmbio real)
usou-se a metodologia aplicada em Carvalho (2006) e Lezcano (2012), na qual os termos de
troca são aferidos pela relação entre preços domésticos, o câmbio nominal e o preço externo,
medido pelo IPA – USA. Porém, ao contrário das autoras que utilizaram o IPA como índice
de preço doméstico, optou-se por utilizar o IPCA com o objetivo de obter a relação entre bens
tradables e não tradables, em que o IPCA seria a melhor proxy para os substitutos locais das
importações, tal como justificado por Pastore e Pinotti (1997)10.
9 O método de ajuste sazonal Census X-12 é um método não paramétrico, recomendado pela ONU e FMI para
ajuste de séries econômicas. É uma versão aperfeiçoada do X11-Arima, desenvolvido pelo U. S. Census Bureal,
e incorpora melhorias em relação ao X-11, tais como: extensiva modelagem de series temporal e capacidade de
seleção de modelos de regressão linear com erros ARIMA; novos diagnósticos da qualidade e estabilidade dos
ajustamentos sazonais e novas opções de ajustes (ZANI, 2008). 10 Pastore e Pinotti (1997) sugerem que a melhor relação que capte a razão entre tradables e non tradables é a
razão entre o IPA do resto do mundo (IPA dos Estados Unidos) e o IPC doméstico (do Brasil), pois, no caso dos
índices de preços por atacado “existe uma proporção de bens internacional maior do que nos índices de preços ao
consumidor, e nos índices de preços ao consumidor existe uma proporção de bens doméstico maior do que nos
índices de preços por atacado. O critério descrito é o da predominância de bens (domésticos ou internacionais)
em cada um dos dois índices”. Porém, como apontado por Carvalho (2006), alguns autores discordam que
efetivamente essa forma de cálculo do câmbio real seja a mais adequada, sendo necessária parcimônia com essa
série com a finalidade de não incorrer em problemas nas estimações. Por exemplo, há também a sugestão que o
câmbio real seja o preço relativo das exportações, na função exportação, e o preço relativo das importações, na
função importação, ou seja, com dois índices de intercambio. E há também justificativa de que a melhor forma
de cálculo dos preços externos fosse o cálculo a partir de uma média geométrica ponderada dos preços externos
das exportações dos países desenvolvidos e em desenvolvimento, em que o peso seria dado pela parcela de
exportações destinadas aos países desenvolvidos e em desenvolvimento.
39
Tabela 1 - Dados e fontes
Dados Unidade de
medida Periodicidade Fonte
Produto Interno Bruto (PIB) R$ bilhões Mensal e anual Banco Central do Brasil
Importação (M) US$ bilhões Mensal Banco Central do Brasil
Exportação (X) US$ bilhões Mensal Banco Central do Brasil
Conta Capital (F) US$ bilhões Mensal Banco Central do Brasil
Conta de Serviços (R) US$ bilhões Mensal Banco Central do Brasil
Índice de Preço Doméstico
(IPCA)
Índice Mensal Ipeadata
Índice de Preço Estrangeiro
(IPA-USA)
Índice Mensal Ipeadata
Câmbio nominal (e) R$/US$ Mensal Banco Central do Brasil
Fonte: Elaborado pela autora com base em dados do BCB (2016a, b, c) e Ipeadata (2016a, b)
3.2. Procedimentos econométricos
A formulação adequada à análise de crescimento econômico com equilíbrio no
balanço de pagamentos tem sido testada empiricamente em trabalhos com diferentes países,
permitindo verificar qual o modelo mais adequado a ser usado de acordo com as diferenças
estruturais das economias. E, considerando as especificidades dos países na composição do
balanço de pagamentos, os procedimentos econométricos aplicados aos trabalhos que utilizam
modelos com restrição externa, muitas vezes, têm que ser adaptados à realidade dos países em
análise (GOUVÊA, 2010).
Como um dos pontos fundamentais do trabalho é investigar o crescimento de longo
prazo brasileiro, para os dois períodos de governo utilizando o modelo de crescimento
econômico com equilíbrio no balanço de pagamentos, tal como desenvolvido por Thirlwall,
torna-se necessário a estimação das elasticidades-preço e renda da demanda por importações
utilizando-se o ferramental econométrico referente a séries temporais, uma vez que é
imperativo verificar se as variáveis analisadas ao longo do tempo apresentam determinadas
características comuns, o que permite estimá-las sem incorrer em regressões espúrias.
A estimação da função importação para o Brasil nos períodos considerados no trabalho
(1995-2002; 2003-2010; 1995-2010) será realizada com base na equação proposta por
40
McCombie (1989), a qual considera as duas variáveis estruturais do modelo, isto é, as
elasticidades-renda e preço da demanda por importações (LEZCANO,2012). Sendo assim,
prossegue-se para a estimação da função importação, com as variáveis em logaritmo do nível:
𝒍𝒐𝒈 𝑴𝒕 = 𝝅𝒍𝒐𝒈𝒀𝒕 + 𝝍𝒍𝒐𝒈 (𝑷𝒇 + 𝑬 − 𝑷𝒅) (35)
Como já destacado, por se tratar de uma serie temporal, para a análise da estimação da
função importação supracitada é importante verificar a estacionariedade das séries envolvidas,
com objetivo de não incorrer em regressão espúria. A metodologia envolve a realização de
testes de raiz unitária, dos quais os mais comuns são os de Dickey-Fuller (DF), Dickey-Fuller
Aumentado (ADF) e Phillips-Perron (PP). Além destes, existem também os testes de raiz
unitária Dickey-Pantula e Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin (KPSS), os quais testam,
respectivamente, a presença de duas raízes unitárias contra uma raiz unitária, e de nenhuma
raiz unitária contra uma raiz unitária. (ENDERS, 2004).
A não-rejeição da presença de raiz unitária indicará, portanto, a não estacionariedade
das séries envolvidas. Com essa constatação torna-se necessário determinar qual ferramental
econométrico será utilizado para que a série se transforme em estacionária e assim, possa ser
realizada a estimação. Uma alternativa seria trabalhar com as séries em primeira diferença e
estima-las com o método de mínimos quadrados ordinários (MQO), porém, como destacado
por Jayme Jr (2003), tal método teria como problema não mostrar a relação de longo prazo
entre as variáveis.
A alternativa utilizada na dissertação é o método de cointegração, que permite
identificar se, mesmo na presença de raiz unitária, há uma relação estável (de equilíbrio) de
longo prazo entre as variáveis não estacionárias (integradas) que permita a estimação da
equação sem que se incorra em regressão espúria (ENDERS, 2004). O conceito de
cointegração foi introduzido por Engle e Granger (1987) e refere-se à existência de uma
relação de interdependência entre duas ou mais variáveis econômicas. Assim, mesmo que no
curto prazo tais variáveis se movam de forma independente, a existência de cointegração
significa que variáveis não estacionárias podem ter trajetórias em bloco, de forma que no
longo prazo caminham juntas (ENDERS, 2004).
41
No caso em que se rejeita a hipótese de cointegração entre as séries analisadas, deve-se
realizar a estimação empregando o método de mínimos quadrados em primeira diferença.
(GÔUVEA, 2010). Mas, após verificar a ordem de integração das séries em análise,
constatando-se a presença de variáveis não estacionárias o passo seguinte consiste na
realização do teste de cointegração com as variáveis em logaritmo do nível, o que permitirá
avaliar os mecanismos de curto e longo prazo de séries não estacionárias (BUENO, 2008).
Como o procedimento de cointegração de Johansen permite analisar a cointegração
entre variáveis num contexto multivariado e considera a existência de mais de um vetor
cointegrante, essa metodologia será utilizada na presente dissertação com objetivo de testar a
existência de alguma relação de longo prazo entre as variáveis. (GREENE, 2003).
Seja 𝒁𝒕 uma matriz (n x p) de séries temporais, em que cada coluna representa uma
série. Para utilizar o procedimento de Johansen é necessário modelar 𝒁𝒕 como um Vetor
Auto-Regressivo (VAR) irrestrito envolvendo k defasagens de 𝒁𝒕, que pode ser escrito como:
𝒁𝒕 = 𝚷𝟏𝒁𝒕−𝟏 + 𝚷𝟐𝒁𝒕−𝟐 + ⋯ + 𝚷𝒌𝒁𝒕−𝒌 + 𝛟𝑫𝒕 + 𝜺𝒕 (36)
Em que 𝒁𝒕 é um vetor (n x 1) e cada elemento 𝚷𝒊 é uma matriz de parâmetros de
ordem (n x n) e 𝑫𝒕 representa termos determinísticos, tais como constante, tendência linear e
sazonalidade.
No caso da metodologia de Johansen também é necessário determinar o número de
defasagens (ou lags) do modelo, ou seja, a ordem de 𝒁𝒕, pois este procedimento tem como
base a hipótese de que ao se introduzir um determinado número de defasagens é possível
obter resíduos bem comportados. A escolha de ordem do VAR pode ser realizada por meio
dos critérios de informação Schwartz (SC), Akaike (AIC) e Hannan-Quinn (HQ).
Prosseguindo, a equação acima (36) pode ser modificada em termos de um modelo de
correção de erros (VEC), representado como:
∆𝒁𝒕 = 𝚷𝟏 𝒁𝒕−𝟏 + [∑ (𝚪𝒌−𝟏𝚫 𝒁𝒕−𝒊𝒑−𝟏𝒊=𝟏 )] + 𝛟𝑫𝒕 + 𝜺𝒕 (37)
42
Conforme o Teorema de Representação de Granger, se um vetor 𝒀𝒕 é cointegrado de
ordem (1,1), então é possível representa-lo na forma de um modelo de correção de erro
(VEC). E, conforme o teorema, se é possível representar o VAR por um VEC, pode-se
sustentar que as variáveis envolvidas cointegram.
Considerando que 𝚷𝒁𝒕−𝟏 pode ser escrito como:
𝚷𝟏𝒁𝒕−𝟏 = 𝜶𝜷′𝒁𝒕−𝟏 (38)
E substituindo (38) em (37), obtém-se a representação algébrica do VEC:
∆𝒁 = 𝜶𝜷′𝒁𝒕−𝟏 + 𝚪𝟏𝒁𝒕−𝟏 + 𝚪𝟐𝒁𝒕−𝟐 … + 𝚪𝒑−𝟏𝚷𝒑𝚫𝐙𝒕−𝒑 + 𝜺𝒕 (39)
Em que 𝜷 representa a matriz que contém os valores de cointegração; 𝜶 representa a
matriz de coeficientes de ajustamento; 𝚪𝑖 é a matriz de termos de curto prazo (atrelados aos
termos estacionários ou diferenciados); 𝒁𝒕 é a matriz que contém variáveis endógenas; 𝒁𝒕−𝟏 é
a matriz que contém as variáveis endógenas com um lag de defasagem e 𝜺𝒕 representa a
matriz de erros.
E, ainda em relação ao teste de Johansen, será necessário escolher as especificações
referentes aos termos deterministas que irão compor o modelo, em relação à constante e à
tendência. Já a verificação do número de vetores cointegrantes do VAR será realizada com
base nos testes do Traço (Trace Test) e do Máximo Autovalor (Max Test) (ENDERS, 2004).
Por fim, após as estimações das elasticidades-renda e preço a partir dessa metodologia
descrita, tais estimativas serão empregadas para computar a taxa de crescimento da renda
compatível com o equilíbrio no balanço de pagamento, tal como indicado pela Lei de
Thirlwall na sua versão tradicional e na sua formulação especificada pela equação (10), que
inclui influxos de capitais. E como no período analisado para a economia brasileira houve um
expressivo aumento da entrada de capitais, bem como do pagamento do serviço desses
capitais, será testado também as especificações que consideram o endividamento, tais como
desenvolvida por Moreno-Brid (2003). Ainda sobre as especificações, com o interesse de
verificar a contribuição de cada componente do modelo para a estimação do crescimento,
43
inclusive os termos de troca, será utilizada também a versão completa do modelo, tal como
desenvolvida por Carvalho (2006-2009).
Assim, depois de obtidas as elasticidades e computada a taxa de crescimento do
modelo teórico, segundo as formulações mencionadas acima, se realizará a comparação entre
as taxas de crescimento previstas pelos modelos teóricos e a taxa de crescimento real da
economia, com objetivo de verificar a validade da Lei de Thirlwall para a economia brasileira
nos períodos destacados pela presente dissertação.
Para a comparação entre as taxas de crescimento do modelo teórico e da taxa de
crescimento real, será aplicado o teste de hipóteses sobre o valor da diferença entre duas
médias, utilizando a estatística t de Student (SARTORIS, 2008). Nesse caso, a hipótese nula
(Ho) será de que a taxa média de crescimento real é igual à taxa média de crescimento
resultante do modelo teórico, de forma que a diferença entre essas médias deverá ser
estatisticamente igual a zero. Assim, a não rejeição da hipótese de proximidade entre ambas
as taxas (Ho) indicará a validade do modelo.
3.3. Metodologia empírica: descrição dos modelos testados
Uma vez obtidas essas elasticidades, para os três períodos em análise para a economia
brasileira, separadamente, o passo subsequente consistirá em utilizar tais estimativas para
computar a taxa de crescimento da renda condizente com o equilíbrio do BP, com base nas
formulações apresentadas por Thirlwall (1979), Thirlwall e Hussain (1982), Moreno-Brid
(2003) e Carvalho e Lima (2007-2009), considerando também os termos de troca11. Os seis
modelos a serem empregados apresentam a seguinte especificação:
Modelo 1: Lei de Thirlwall Tradicional (LT), versão Thirlwall (1979) – Equilíbrio de
Longo Prazo sem Termos de Troca
ybt = xt
π (40)
11 Como ressaltado por Carvalho (2006), ao se testar a forma com termos de troca preservada no modelo é
preciso destacar que se trata de um exercício de modificação dos pressupostos originais, com o objetivo de
avaliar seu impacto no crescimento.
44
Modelo 2: Modelo 1 incluindo Termos de Troca
ybt = xt+(1+φ)(pd – e – pf)
π (41)
Modelo 3: Lei de Thirlwall com influxo de capitais, versão Thirlwall e Hussain (1982)
yb = θ1x + (1−θ1)f
π (42)
Modelo 4: Lei de Thirlwall Estendida, versão Carvalho e Lima (2007-2009) –
Equilíbrio de Longo Prazo incluindo Conta Capital, Serviços do Capital (explicitamente),
Termos de Troca e não impondo limites à entrada de Capital Externo
y ∗∗b= θ1x+(1+φ)(pd – e – pf)−θ2r+(1−θ1+θ2)f
π (43)
Modelo 5: Modelo 4 sem Termos de Troca
y ∗∗b= θ1x−θ2r+(1−θ1+θ2)f
π (44)
Modelo 6: Lei de Thirlwall Estendida, versão Moreno-Brid (2003) – Equilíbrio de
Longo Prazo incluindo Conta Capital, Serviços do Capital (explicitamente), sem Termos de
Troca e impondo limite à entrada de Capital Externo (manutenção da relação dívida/PIB)
y ∗b= θ1x−θ2r
π−(1−θ1+θ2) (45)
45
E, a partir das elasticidades-preço e renda de importações, estimadas por técnicas de
cointegração, serão calculadas as taxas de crescimento compatíveis com as cinco formulações
do modelo de Thirlwall descritas, para a economia brasileira, nos três períodos 1995-2010,
1995-2002 e 2003 a 2010.
3.4. Metodologia geral dos testes aplicados para validação da Lei de Thirlwall
Carvalho (2006) apresenta um resumo dos diversos testes que têm sido aplicados com
objetivo de avaliar o poder explicativo da “Lei de Thirlwall”, indicando que, de forma geral,
há cinco grandes linhas de realização do teste empírico: teste não paramétrico; teste da
regressão; comparação das elasticidades de importação; estimação da Lei de Thirlwall em si;
análise de ajustamento da conta corrente.
O teste não paramétrico refere-se ao realizado por Thirlwall (1979), o qual utiliza o
coeficiente de “rank correlation”de Spearman para testar o grau de associação entre a taxa de
crescimento prevista pelo modelo e a taxa observada pelos países. Tal teste foi criticado por
McGregor e Swales (1985) e reconhecido por Thirlwall (2011) como não sendo o mais
adequado.
O teste da Regressão foi proposto por McGregor e Swales (1985), em oposição ao
anterior, e consiste em regredir a taxa observada sobre a taxa teórica, usando uma “pooled
regression” de diferentes países, para testar estatisticamente as hipóteses do intercepto ser
igual a zero e da declividade ser igual a um, de forma que o resultado seria uma equivalência
entre a taxa real e a teórica (CARVALHO, 2006). Com esse teste os autores rejeitaram a
validação da Lei de Thirlwall para a mesma amostra de Thirlwall (1979). Porém, o teste da
Regressão foi apontado como um método problemático por McCombie (1989), pois como a
taxa teórica é estocástica, uma vez que deriva da estimativa de elasticidade, regredir a taxa
observada sobre a taxa teórica incorreria em problema de erro nas variáveis. Também por esse
método seria necessário que houvesse uma amostra completa, de forma a permitir que déficits
e superávits se cancelarem, o que é difícil pela disponibilidade dos dados. Outra questão seria
a presença de outliers que modificariam o resultado para o conjunto dos países.
McCombie (1989) ao considerar os problemas dos testes anteriormente citados,
propõe outro teste para a Lei de Thirlwall, o teste de comparação das elasticidades de
importação. Por esse método, define-se a elasticidade renda hipotética como sendo
46
exatamente a que iguala a taxa de crescimento observada com a teórica (π’=x/y). Assim, se a
elasticidade hipotética π’ for estatisticamente não diferente da estimativa de elasticidade
derivada da função de importação, não se pode refutar a hipótese de que o crescimento do país
é restrito pelo BP. Uma crítica colocada a esse teste é de que as elasticidades, estimada e
hipotéticas, seriam iguais por construção, uma vez que derivam da mesma função de
importação, porém McCombie defende que não necessariamente, uma vez que se os termos
de troca forem relevantes ou as elasticidades não refletirem a “competição não-de-preço” as
elasticidades não seriam iguais e o modelo seria rejeitado.
O teste de estimação da Lei de Thirlwall em si parte da estimação da equação de
equilíbrio na conta corrente, sendo necessário para validar o teste que os termos de
intercâmbio sejam estatisticamente insignificantes, ou, pelo menos, pouco significante
comparado ao coeficiente de renda externa. Um problema desse teste seria o fato de estar se
testando o equilíbrio do BP a cada momento, o que Atesoglu (1993/1994) apud Carvalho
(2006) indica como solução a suavização nas séries usando média móvel de 15 anos, com
objetivo de eliminar movimentos de curto prazo.
O último teste citado por Carvalho (2006) consiste na análise de ajustamento da conta
corrente, em que se estima um sistema de equações, para cada país individualmente, para
verificar se desvios do equilíbrio de conta corrente são acomodados por variações na renda ou
no preço.
Por fim, o teste de validação dos modelos aplicado na presente dissertação advém da
proposta de Carvalho (2006), a qual destacou que o mesmo método de comparação das taxas
observadas e teóricas de elasticidade renda das importações poderia ser substituído pela
comparação entre as próprias taxas de crescimento da renda observada e teórica.
47
4. RESULTADOS EMPÍRICOS DA LEI DE THIRLWALL PARA O BRASIL
O modelo de crescimento com restrição no BP tem sido testado para diversas
economias ao longo dos anos, seja para um conjunto de países ou especificamente para um
país, como a presente dissertação12. Para a economia brasileira pode-se citar um conjunto de
trabalhos que testaram a validade da LT, além de alguns com análise para o Brasil dentre um
conjunto de países, tais como Thirlwall e Hussain (1982), López e Cruz (2000) e Holland,
Vieira e Canuto (2004), entre outros.
Por exemplo, no artigo em que Thirlwall e Hussain (1982) ampliam a LT original
incorporando a conta capital, os autores aplicaram o modelo proposto para um conjunto de
vinte países em desenvolvimento, incluindo o Brasil, no período entre 1969 e 1978. Para a
aplicação do modelo proposto, os autores partiram de elasticidades previamente estimadas
para a maioria dos países, tendo como resultado as taxas teóricas de crescimento. Para a o
teste de validade do modelo, os autores calculavam o desvio médio da taxa de crescimento do
PIB real e a taxa de crescimento teórica do modelo original e do modelo com influxo de
capitais, e concluíram que o modelo proposto apresentou taxas mais próximas à realidade do
período em comparação à LT original. Para o Brasil, que de acordo com os autores teve uma
taxa de crescimento observada de 9,5% a.a. no período, a aplicação da LT original previu um
crescimento de 4,5% a.a. enquanto o modelo com fluxo de capitais previu um crescimento de
9,4% a.a.
Por sua vez, López e Cruz (2000) testaram a validade da LT para quatro países latinos
americanos (Argentina, Brasil, Colômbia e México) no período entre 1965 e 1995, com
interesse, também, de verificar a importância dos termos de troca na determinação do
crescimento dos países, uma vez que para os autores a taxa de câmbio real poderia ser tratada
como um instrumento de política econômica, que favoreceria o crescimento, mesmo existindo
restrições pelo lado do Balanço de Pagamentos.
Aplicando a técnica de cointegração de Johansen, para todos os países envolvidos, os
autores identificaram a relação de longo prazo existente entre as séries produto e exportações,
em nível, o que para eles seria suficiente para atestar a validade da LT. Também
implementaram um teste de causalidade de Granger, que apontou que o sentido da
12 Uma síntese dos trabalhos e países em que a LT foi testada pode ser encontrada em Thirlwall (2011), no qual o
autor destaca que a despeito das técnicas econométricas empregadas, observa-se convergência de resultados que
validam a hipótese de restrição externa ao crescimento econômico.
48
causalidade vai das exportações para o PIB, com exceção do caso mexicano, confirmando a
causalidade sustentada pela LT.
Dessa forma, os autores concluem pela validade da LT para os países da amostra, e
utilizando o VAR para testar a hipótese dos termos de intercâmbio serem constantes,
obtiveram que, para Argentina e Brasil, uma desvalorização cambial reduziria o produto, mas
para Colômbia e México uma desvalorização cambial aumenta o produto. Cabe destacar que
para a economia brasileira, a elasticidade renda das importações foi estimada pelos autores em
1,6 para o período entre 1965 e 1995.
Bértola, Higachi e Porcile (2002) estimam, especificamente para a economia brasileira
no período entre 1890 e 1973, a Lei de Thirlwall original diretamente, incluindo termos de
troca. Segundo os autores, o período escolhido deveu-se tanto ao fato de contemplar períodos
em que a economia era liderada por exportações (1830-1930), quanto pelo período de
substituição de importações (1930-1973), interrompendo a análise em 1973 devido ao fato de
o fluxo de capitais ter papel relevante após esse período, o que não é comtemplado pelo
modelo utilizado.
Os autores utilizaram o método econométrico de cointegração para a estimação da Lei
de Thirlwall em sua forma básica, com uso de um modelo com tendência com a justificativa
que essa inclusão captaria as mudanças estruturais ocorridas na economia. Pelos resultados,
concluem que a renda interna e a renda externa se cointegram. Os resultados confirmaram a
Lei de Thirlwall para o Brasil no período considerado, segundo os autores, uma vez que o
coeficiente de termos de troca não se mostrou significativo na estimação, e tanto termos de
troca quanto renda externa foram considerados exógenos.
Dessa forma, os autores justificam que se obteve a validade da Lei de Thirlwall pelos
resultados indicarem que a variável de ajuste é a renda, não tendo os termos de intercâmbio
um papel relevante, tal como apresentado por Thirlwall (1979). Realizando também uma
análise do vetor de correção de erro (VEC), os autores indicam que 41% das variações do PIB
podem ser atribuídas a ajustamentos em direção à Lei de Thirlwall original, o que, para eles,
implicaria que a Lei de Thirlwall poderia também ser um importante instrumental para
análises de alterações no curto prazo.
Jayme Jr (2003), considerando o período entre 1955 e 1998, testou para a economia
brasileira o modelo original de Thirlwall de crescimento econômico com equilíbrio no BP,
usando técnica de cointegração e de vetor de correção de erros (VEC). Para o autor, obteve-se
49
a validade da Lei de Thirlwall ao ter como resultado ao menos um vetor cointegrante quando
realizado o teste de cointegração de Johansen para o logaritmo do PIB e das exportações para
o período completo e todos subperíodos, destacando que para diversos autores a confirmação
dessa relação estável de longo prazo confirma a validade da Lei de Thirlwall. Mas como tal
teste permite apenas a verificação de relação de longo prazo, Jayme Jr (2003) prosseguiu com
a estimação de um VEC para determinação da função impulso resposta, tendo como resultado
uma bicausalidade, ou seja, tanto o PIB afeta as exportações quanto o contrário, o que seria
compatível com tradição keynesiana e estruturalista de demanda afetar crescimento.
A elasticidade renda implícita da demanda por importações estimada por cointegração
para o período 1955 a 1998, foi de 2,38. Para o período entre 1955 e 1989, o resultado foi uma
elasticidade de 2,38, equivalente à do período completo estimado pela presente dissertação.
Uma comparação entre a estimação do período 1955-1980 e 1981 a 1998 demonstra que a
elasticidade das importações caiu de 2,58 para 2,50. Agora, comparando o período 1966-1980
com 1981-98, período com maior abertura, a elasticidade aumenta de 2,21 para 2,58, o que
sugere que a elasticidade renda das importações pode explicar parte do menor crescimento
econômico após 1981.
E, utilizando a elasticidade renda implícita das importações estimada para o período
completo, o autor a aplicou na equação da lei de Thirlwall original, sem termos de troca, para
calcular as taxas de crescimento no período previstas pelo modelo, usando uma média móvel
de oito anos. Comparando tal resultado com o observado, obteve um coeficiente de correlação
de 0,65 entre as duas séries, argumentando que a diferença percentual obtida poderia ser
explicada pelo fluxo de capital.
Holland, Vieira e Canuto (2004) testaram empiricamente a validade da LT para dez
países latinos americano, incluindo o Brasil, para o período entre 1950 e 2000. Inicialmente,
realizaram uma análise gráfica e identificaram que a renda, as importações e exportações
apresentavam correlação de longo prazo, tanto em nível quanto em primeira diferença, com
todos os países apresentando uma redução da taxa de crescimento nos anos oitenta.
Em seguida, os autores estimaram as elasticidades renda da demanda por importações
dos países da amostra, utilizando o instrumental econométrico de séries temporais, utilizando
um modelo de primeira diferença das importações e primeira diferença da renda, com
inclusão de um mecanismo de erro e variáveis defasadas. Com tais elasticidades estimadas, os
50
autores aplicaram-nas no modelo original de Thirlwall (1979), com objetivo de obter a taxa de
crescimento compatível com equilíbrio no balanço de pagamentos.
É válido destacar que para todos os países da amostra obtiveram uma elasticidade
renda das importações elevadas, e para a economia brasileira a elasticidade estimada foi de
2,16. Com tal elasticidade, a taxa de crescimento compatível com equilíbrio no BP para a
economia brasileira entre 1950 e 2000 foi de 3,42%, inferior à taxa de crescimento observada
de 5,34%. Para os autores, tal diferença que demonstra uma restrição mais forte do modelo
pode ser explicada pela ausência de fluxo de capitais no modelo, variável relevante para a
economia brasileira no período.
Carvalho (2006) e Carvalho e Lima (2007) testaram a validade da LT na economia
brasileira para o período entre 1930 e 2004, investigando o papel da estrutura produtiva no
crescimento econômico, tendo como resultado que o crescimento no período foi compatível
com o equilíbrio no BP, mas que na década de noventa obteve-se uma quebra estrutural da
elasticidade renda das importações, muito relacionada às políticas econômicas liberalizantes
adotadas nesse período.
Carvalho e Lima (2007) apresentam uma nova especificação da Lei de Thirlwall, em
que não se desconsidera, a priori, nenhum de seus elementos, ou seja, uma especificação que
incorpora termos de troca, fluxo de capitais sem restrição à entrada e pagamentos de todo
serviço de capital, o que permite que seja decomposto a taxa de crescimento nesses
componentes. Utilizando o instrumental econométrico de cointegração, o artigo encontra
relação de longo prazo que permite a estimação da elasticidade renda das importações por
VEC, tal como realizado na presente dissertação.
Para o período 1930 a 2004, a elasticidade renda das importações estimada pelos
autores foi de 1,21. Mas ao verificar quebra estrutural da elasticidade renda das importações
em 1994, utilizando método de Mínimos Quadrados Ordinários para introduzir dummy de
declividade, os autores testaram novamente a elasticidade renda das importações no período
1930-1993 e 1994-2004, obtendo as respectivas elasticidades de 1,22 e 4,46, o que, junto com
análise do componente tecnológico da produtividade, forneceu evidência de mudança na
estrutura produtiva brasileira.
Com tais elasticidades estimadas, utilizaram-nas para calcular a taxa de crescimento
teórica na versão completa, tal como proposta pelo artigo, nos períodos 1930 a 2004, no
período 1931 a 1993 e 1994 a 2004, validando a hipótese de restrição externa, e tendo como
51
resultado da decomposição dos componentes do BP, que a quebra estrutural nos anos noventa
ocorreu principalmente pelo lado comercial.
Lelis et al. (2013), utilizando o arcabouço teórico da LT original, verificaram se o
balanço de pagamentos foi uma limitação ao crescimento econômico brasileiro, no período
que compreende os anos de 1995 até 2013. Considerando a literatura sobre o tema, os autores
partem de uma perspectiva de que o processo de especialização regressiva da economia
brasileira em curso tende a piorar a restrição externa ao crescimento econômico, uma vez que
com menor dinamismo da indústria e maior dependência de exportação de recursos naturais,
assume-se que a importação de bens com maior agregação de tecnologia se tornaram cada vez
mais sensíveis à renda.
Para essa análise, os autores estimaram as funções de demanda por importações e
exportações através de dois modelos econométricos, sendo eles o vetorial de correção de erros
(VAR/VEC), com o objetivo, principalmente, de observar a função impulso-resposta, e o
modelo estrutural em formato de estado de espaço para o período destacado, o qual permite
observar, endogenamente, períodos em que houveram quebra estruturais nas séries. Para a
estimação do VEC, realizou-se o mesmo procedimento da dissertação, com análise da
estacionariedade das séries, seleção de ordem do VAR e teste de cointegração de Johansen,
porém utilizando dados trimestrais. Já a aplicação do modelo de estado de espaços envolveu a
estimação de modelos univariados para identificar a ocorrência de irregularidades nas séries,
nos dois períodos mencionados, e estimação de modelos com variáveis de controle, para
posteriormente estimar as respectivas elasticidades renda e preço derivados das funções de
demanda por exportações e importações.
Pelo método VEC a elasticidade renda das importações encontradas pelos autores
entre 1995 e 2013 foi de 2,93, superior à elasticidade das exportações estimadas pelos autores
e semelhante à encontrada pela presente dissertação. Pelo método de estado de espaço, as
elasticidades renda das importações foi de 4,02 para o período entre 1995 e 2013 e de 4,6 para
o período entre 2001 e 2013, indicando uma piora da elasticidade no período recente.
Com tais modelos, os autores concluíram que, especialmente depois de 2001, houve
uma piora na restrição externa ao crescimento econômico. Mais especificamente, os autores
destacam que comparando dois períodos, 1995 a 2013 com 2001 a 2013, tem-se que a
elasticidade da demanda por exportações apresentou sinal contrário ao esperado,
possivelmente relacionado a variações nos preços de commodities. E a elasticidade renda das
52
importações apresentou uma piora no período curto (2001 a 2013) em relação ao completo,
tendo a razão de elasticidades confirmando a hipótese de restrição externa, por a elasticidade
renda das exportações serem menores do que as estimadas para as importações.
Nassif, Feijó e Araújo (2014), partindo de um quadro teórico e empírico de Kaldor-
Thirlwall sobre o comportamento da produtividade e do desenvolvimento econômico de longo
prazo, avaliaram, empiricamente, para e economia brasileira entre 1970 e 2010, as hipóteses
de que: (i) operando sob economias de escala estáticas e dinâmicas, a principal fonte do
crescimento da produtividade advém do setor industrial e (ii) que, no entanto, de acordo com
a Lei de Thirlwall, para que um país evite desequilíbrios no balanço de pagamentos com o
crescimento a longo prazo e alcance com sucesso os níveis de renda per capita dos países
desenvolvidos, ele deve manter uma elasticidade renda da demanda por exportações acima da
elasticidade renda da demanda por importações.
Para a análise das hipóteses, os autores apresentaram uma revisão teórica, concluindo
que, em uma perspectiva kaldoriana, o hiato tecnológico do setor de manufatureiro como um
todo aumentou em ritmo acelerado desde o final da década de 1990, sendo o nível registrado
em 2008 suficiente para concluir que a economia brasileira se caracterizou por sinais de
desindustrialização precoce e atraso no crescimento de longo prazo. Para corroborar essa
análise, os autores prosseguiram com a estimação das elasticidades renda da demanda por
importações e exportações para avaliar a hipótese de restrição externa de Thirlwall, utilizando
a mesma equação de demanda por importação empregada na presente dissertação, porém
empregando dados trimestrais e realizando a regressão por MQO. Tal método de estimação,
entretanto, tem sua eficácia questionada por Jayme Jr (2003), o qual emprega o ferramental de
cointegração.
Como resultado, Nassif, Feijó e Araújo (2014) concluem que uma série de
indicadores, como a redução da participação da indústria no valor agregado do economia, a
redução da taxa de crescimento da produtividade do trabalho na década de 90, o aumento do
hiato tecnológico em todos subsetores da indústria de transformação desde o final da década
de 90 e os déficits comerciais nos setores industrias de maior intensidade tecnológica entre
2006 e 2008 demonstram que o Brasil entrou em um processo prematuro de
desindustrialização. Além disso, as estimações apontaram para uma piora da elasticidade
renda de importações de 1,96 no período 1980 a 1998 para 3,31 para o período 1999 a 2010,
ao mesmo tempo em que ocorreu uma queda da elasticidade renda das exportações entre 1999
53
e 2010 em comparação a 1980 a 1998, de 1,36 para 1,33, concluindo que a economia
brasileira estaria em uma trajetória de atraso e de restrição ao crescimento econômico de
longo prazo.
Basso (2016), utilizando dados mensais de 2002 a 2013, verificou a validade da
restrição externa ao crescimento econômico para a economia brasileira no boom de
commodities, testando os modelos de Thirlwall (1979), Thirlwall e Hussain (1982), Moreno-
Brid (2003) e Carvalho (2007) nas versões “forte” e “fraca” da Lei de Thirlwall, bem como as
mesmas versões com e sem os termos de troca. A autora destaca que a versão forte equivale à
estimação dos modelos com a variável crescimento da renda mundial, enquanto na versão
fraca o crescimento da renda mundial é representado pelo crescimento das exportações. Na
presente dissertação testou-se o que ela considera versão fraca da LT.
Tal como na presente dissertação, a autora utilizou dados mensais dessazonalizados
para a estimação das elasticidades, bem como os índices de preço IPA- EUA e IPCA para o
cálculo da taxa de câmbio real, utilizando também o método econométrico de cointegração de
Johansen e de vetor de correção de erros (VEC), obtendo como resultado uma elasticidade
renda das exportações de 0,72 e uma elasticidade renda das importações de 1,27.
Basso (2016) testou a validade dos modelos de Thirlwall, na versão forte e fraca,
conforme proposto por McCombie (1989), em que se testa a igualdade entre a elasticidade
renda da importação estimada e a elasticidade obtida teoricamente. A autora concluiu que se
pode afirmar que a Lei de Thirlwall foi validada porque nenhum modelo com a versão “fraca”
sem termos de troca foi rejeitado, porém admite que não cabe asserções definitivas que
acatem “forte” ou “fraca” válidas, tampouco valida-se incondicionalmente a versão
tradicional ou a modificação que inclui os termos de troca, e que nenhum modelo se mostrou
invicto sob qualquer cenário. Concluindo que, ainda que vigente o boom de commodities, o
crescimento econômico brasileiro foi restrito pelo balanço de pagamentos.
Por fim, ainda que o modelo multissetorial da Lei de Thirlwall, tal como proposto por
Araújo e Lima (2007), não tenha sido detalhado na presente dissertação, é interessante
mostrar também alguns resultados obtidos na aplicação desse modelo para a economia
brasileira. Por exemplo, Soares e Teixeira (2010) testaram a validade da LT multissetorial
(LTMS) para o caso brasileiro no período entre 1990 e 2011, a partir de dados trimestrais e
anuais, aplicando o instrumental econométrico de séries temporais para a estimação das
elasticidades com os dados trimestrais desagregados por categoria de uso e a técnica de
54
estimação em painel para os dados anuais organizados por intensidade tecnológica. Com os
resultados obtidos, os autores validaram a LTMS para a economia brasileira no período,
cabendo destacar para efeito de comparação, que a elasticidade renda das importações
agregada foi estimada em 1,42 para o período observado pelos autores.
Já abordando o período entre 1962 a 2006, Gouvêa e Lima (2013) testaram também a
validade da LTMS para a economia brasileira, porém realizando uma nova classificação
setorial para organização dos dados. Assim, com considerações sobre o II PND e utilizando
dados anuais, os autores estimaram as elasticidades renda das importações e exportações,
agregadas e setoriais, por instrumental econométrico de séries de tempo, tendo como
resultado a validação do modelo estatisticamente. A elasticidade renda das importações
agregada para a economia brasileira foi estimada pelos autores em 1,61 no período.
Tabela 2- Resumo das elasticidades renda das importações estimadas
Autor Período Elasticidade renda das
importações
Lopes e Cruz (2000) 1965 a 1995 1,60
Jayme Jr (2003) 1955 a 1998 2,38
Jayme Jr (2003) 1981-1998 2,50
Holland, Vieira e Canuto (2004) 1950 e 2000 2,16
Carvalho (2006) e Carvalho e Lima (2009) 1930 a 2004 1,21
Carvalho (2006) e Carvalho e Lima (2009) 1930-1993 1,22
Carvalho (2006) e Carvalho e Lima (2009) 1994 a 2004 4,46
Soares e Teixeira (2010) 1990 a 2011 1,42
Gouvêa e Lima (2013) 1962 a 2006 1,61
Caputi Lelis et al. (2013) 1995 a 2013 2,93
Nassif, Feijó e Araújo (2014) 1980 a 1998 1,96
Nassif, Feijó e Araújo (2014) 1999 a 2010 3,31
Basso (2016) 2002 a 2013 1,27
Fonte: Elaborado pela autora com base nos trabalhos citados.
55
5. EVIDÊNCIAS PARA A ECONOMIA BRASILEIRA ENTRE 1995 E 2010
Tendo em conta a revisão da literatura sobre a aplicação da Lei de Thirlwall para a
economia brasileira, prosseguiu-se com a estimação e avaliação dos modelos da LT para os
períodos de governo FHC e Lula, objeto de estudo da dissertação. O primeiro passo para a
aplicação dos modelos consistiu na estimação da elasticidade renda das importações. Assim,
como descrito na metodologia empírica, verificou-se a presença de raiz unitária nas séries
presentes na função importação (PIB, importação e câmbio real), tendo como resultado a não
estacionariedade das séries envolvidas (Anexo 1).
A partir dessa determinação, e com a conclusão sobre a importância do mecanismo de
ajustamento proporcionado pelo Vetor de Correção de Erros (VEC), testou-se pelo método de
cointegração se as séries possuem um componente de longo prazo que permitiria a estimação
da elasticidade renda e preço das importações por esse procedimento.
Assim, o procedimento adotado foi a estimação de um VAR para cada período em
análise (1995-2002; 2003- 2010; 1995-2010), com o objetivo de determinar as defasagens do
modelo, lembrando que o VEC possui uma defasagem a menos que o VAR. Com a
determinação das defasagens foi possível verificar a cointegração das series em cada período
da análise, como será detalhado a seguir.
5.1. Evidências empíricas para a economia brasileira no período FHC (1995-2002)
Para o período FHC, a escolha do número de defasagens empregadas no modelo foi
realizada utilizando os critérios de informação LR, FPE e AIC, obtendo-se um VAR de ordem
6, o que equivale a um VEC de ordem 5 (Anexo 2). O teste de cointegração de Johansen pelo
método do Traço e do Maior Autovalor indicaram a presença de cointegração, a 5% de
significância (Anexo 2), com o modelo com intercepto e sem tendência indicado pelo critério
de Schwartz.
Com a confirmação da cointegração das séries, estimou-se a função de importação,
conforme tabela 4, obtendo a seguinte relação de longo prazo:
𝒍𝒏 𝑴𝑭𝑯𝑪 = 𝟑, 𝟕𝟏 𝒍𝒏𝒀 − 𝟎, 𝟗 𝒍𝒏 (𝑷𝒇 + 𝑬 − 𝑷𝒅) (46)
56
Tabela 3 - Função de Importação período 1995 – 2002
Equação de Longo prazo (VEC) para as Importações
Importação 𝜷 Erro padrão ( ) t-statistics [ ]
PIB -3.713986 (0.50892) [-7.29774]
Cambio_real 0.903264 (0.13370) [ 6.75610]
Constante 39.66781 (6.61519) [ 5.99647]
Correção de erros: D((imp)) D((pib)) D(log(cambio_real))
CointEq1 -0.131187 0.044035 -0.183072
(0.11178) (0.02719) (0.05235)
[-1.17357] [ 1.61951] [-3.49729] Fonte: Elaborado pela autora com dados do Software Eviews. Nota: 𝛽 se refere ao parâmetro estimado.
Os resultados da tabela acima indicam que, na relação de longo prazo, tanto o PIB
como o câmbio real podem ser considerados significativos, ou estatisticamente diferentes de
zero. Isso implica que as estimativas das elasticidades-preço e renda obtidas podem ser
consideradas explicativas na relação de longo prazo da função importação.
Um ponto a destacar sobre a elasticidade renda das importações de 3,71, estimada para
o período FHC (1995 a 2002), refere-se a sua proximidade com as elasticidades calculadas
por Carvalho e Lima (2009), de 4,46 entre 1994 e 2004, e de Jayme Jr (2003), de 2,50 entre
1981 e 1998. Comparando-se com a elasticidade de 1,60, calculada por Lopez e Cruz (2000) e
a de 1,22, calculada por Carvalho e Lima (2009), para períodos anteriores às políticas
adotadas no início da década de noventa, o resultado encontrado pela presente dissertação
também sugere uma significativa piora na elasticidade renda das importações.
Uma possível explicação advém das medidas adotadas para a desinflação da
economia, como a abertura comercial e a manutenção do câmbio apreciado como mecanismo
de âncora cambial, ao mesmo tempo em que permitiram o sucesso do plano Real, também
pioraram as condições de competição dos produtores nacionais de bens tradables em relação
aos importados (TAVARES, 1997). Essa piora na competição implicou em mudanças na
estrutura produtiva da economia brasileira, que como indicado, se refletiram em piora na
elasticidade renda das importações. Para Carneiro (2002), apesar da obtenção da estabilidade
de preços, a abertura comercial causou deterioração do saldo comercial, tornando a economia
57
dependente de recursos externos, ponto relevante para modelos com restrição externa como os
aplicados na dissertação.
Segundo La Plane e Sarti (2006), as empresas reagiram às mudanças de política
econômica e à abertura comercial adotada no início dos anos noventa, aprofundando a
especialização e a racionalização da capacidade produtiva, com forte redução de emprego. A
sobrevalorização da taxa de câmbio e os juros elevados fizeram com que as empresas
industriais procurassem formas para melhorar rapidamente sua competitividade, atualizando
produtos, substituindo insumos nacionais por importados e modernizando equipamentos e
assim, as empresas desistiam de atividades nas quais o aumento da competitividade não
pudesse ser obtido com a rapidez e a economia de investimento que o câmbio apreciado e a
taxa de juros demandavam. Tal interpretação corrobora a evidência de piora na elasticidade
renda das importações no período FHC em relação aos anteriores.
Prosseguindo no cálculo dos modelos de equilíbrio no BP para o período FHC, tais
como especificados na seção 3.3, a partir das elasticidades preço e renda das importações
estimadas foram calculadas as taxas de crescimento teórica dos modelos. Assim, o próximo
passo consistiu na comparação entre as taxas de crescimento previstas pelos modelos teóricos
com a taxa de crescimento real da economia entre 1995 e 2002. Para essa comparação,
aplicou-se o teste de hipóteses sobre o valor da diferença entre duas médias, com a não
rejeição da hipótese nula de igualdade das médias de ambas as taxas indicando a validade do
modelo.
Obtiveram-se, dessa forma, os seguintes resultados para o período:
Tabela 4 - Resultados dos modelos de Thirlwall para período FHC (1995-2002)
Y real Mod. 1 Mod. 2 Mod. 3 Mod. 4 Mod.5 Mod. 6
Crescimento
médio (%a.a.) 2.30 1.37 1.62 0,19 -0.19 -0.44 1.01
t-calculado 2,19** 1,61** 4,99 5,89 6,48 3,06**
Fonte: Elaborado pela autora. Nota: *Significativo a 10%; **Significativo a 5%
Como resultado, segundo a estatística t-student para o período observado entre 1995 e
2002, foram validados os modelos 1, 2 e 6 a 5% de significância. O modelo 1 se refere à
versão simplificada da lei de Thirlwall, no qual consta apenas o resultado do balanço
58
comercial, sugerindo que, por esse modelo, o crescimento com equilíbrio no balanço de
pagamentos no período seria equivalente a 1,37%, inferior ao que efetivamente ocorreu. Isso
indicaria que, apesar de estatisticamente as taxas de crescimento real e a do modelo 1 terem
sido iguais, a taxa de crescimento com equilíbrio no BP foi mais restritiva que a verificada
efetivamente. Como o modelo capta apenas o lado comercial, o resultado da taxa de
crescimento teórica pode ser relacionado, em grande medida, ao saldo comercial negativo
durante quase todo período FHC, decorrente, principalmente, da abertura comercial e da
adoção da âncora cambial até 1999. Porém, outros fatores não abarcados pelo modelo podem
ter sido relevantes para que a taxa de crescimento observada tenha sido superior à taxa
teórica.
A validação do modelo 2, que inclui termos de troca, e sua maior taxa em comparação
ao modelo 1 indicam que a desvalorização cambial ocorrida em 1999 afrouxou ligeiramente a
restrição externa no período, obtendo como resultado uma taxa de crescimento teórica de
1,62%, mais próxima à taxa de crescimento real do período que o modelo 1. O período de
governo FHC conviveu com taxas de câmbio apreciadas até 1999, quando em decorrência da
crise cambial sofreu uma intensa desvalorização, que impactou positivamente nos resultados
do balanço comercial, visualizado no Gráfico 3. Dessa forma, uma possível explicação seria
que o ajuste no crescimento ocorreu em parte via preços também, convergindo nesse caso à
interpretação de Barbosa-Filho (2003) sobre relevância dos termos de troca.
Gráfico 3 - Evolução Balanço Comercial brasileiro- 1995-2002 - US$ milhões correntes
Fonte: Elaborado pela autora com base em dados do BCB (2016a, 2016b).
A validação do modelo 6, que diz respeito à versão estendida de Moreno-Brid (2003),
e que inclui a conta capital e de serviços do capital e impõe limite ao endividamento externo,
- 5 - 7
- 8 - 8
- 2 - 2
2
12
0
0,5
1
1,5
2
2,5
3
3,5
- 10
- 5
-
5
10
15
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002
US$ bilhões
Balança comercial Cambio nominal médio (R$/US$)
Câmbio Nominal (R$/US$)
59
mostra que, apesar de estatisticamente significativo, o modelo incorre em uma taxa de
crescimento de 1,01%, menor do que a efetiva e do que os modelos anteriores, indicando que,
pelo modelo, o pagamento dos serviços da dívida e o limite ao endividamento ampliaram a
restrição ao crescimento no período. De fato, o pagamento do serviço do capital se ampliou
entre o início e fim do governo FHC, passando de R$ 10,7 bilhões em 1995 para R$ 17,7
bilhões em 2002. Além disso, como observado no gráfico 3, ampliou-se também a relação
dívida líquida/PIB, o que explicaria a maior restrição ao crescimento considerando esses
componentes. Porém, o erro de previsão do modelo em relação aos dados observados pode
sugerir que tais restrições não se concretizaram, apesar de relevantes para o período.
Possivelmente, a obtenção de empréstimos com o FMI, com consequente elevação do
endividamento, com apontado por Giambiagi e Pinheiro (2012), foi um fator relevante para
afrouxar a restrição externa imposta pelos componentes do modelo 6.
Gráfico 4 - Dívida externa líquida/PIB (%) – 1995 a 2002
Fonte: Elaborado pela autora com base em dados do BCB (2017a).
5.2. Evidências empíricas para a economia brasileira no período Lula (2003-2010)
Para a estimação da elasticidade renda e preço das importações por meio de técnica de
cointegração para período Lula, a escolha do número de defasagens empregadas no modelo
foi realizada utilizando os critérios de informação LR, FPE e AIC, obtendo-se um VAR de
ordem 9, o que equivale a um VEC de ordem 8 (Anexo 3).
12 1215
21,6
32,429,5 29,4
32,7
0,0
5,0
10,0
15,0
20,0
25,0
30,0
35,0
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002
60
Os testes de cointegração de Johansen pelo método do Traço e do Maior Autovalor
indicaram a presença de cointegração, a 5% de significância (Anexo 3). Como o modelo sem
intercepto e sem tendência indicou vetores de cointegração, optou-se por essa determinação
para que toda variação fosse captada ou pela renda ou pelos termos de troca.
Com a confirmação da cointegração das séries, estimou-se a função de importação,
obtendo a seguinte relação de longo prazo:
𝒍𝒏 𝑴𝑳𝑼𝑳𝑨 = 𝟐, 𝟑𝟕 𝒍𝒏𝒀 − 𝟎, 𝟖𝟓 𝒍𝒏 (𝑷𝒇 + 𝑬 − 𝑷𝒅) (47)
Tabela 5 - Função de Importação período 2003 - 2010
Equação de Longo prazo (VEC) para as Importações
Importação 𝜷 Erro padrão ( ) t-statistics [ ]
PIB -2.377394 (1.47354) [-1.61339]
Cambio_real 0.851551 (0.87712) [ 0.97085]
Constante 22.34759 (17.3303) [ 1.28951]
Correção de erros: D(imp) D(Pib) D(cambio_real)
CointEq1 0.011356 -0.014652 0.024469
(0.02190) (0.00520) (0.01015)
[ 0.51858] [-2.81554] [ 2.41030] Fonte: Elaborado pela autora com dados do Software Eviews. Nota: 𝛽 se refere ao parâmetro estimado.
Os resultados da tabela acima indicam que, na relação de longo prazo, tanto o PIB
como o câmbio real podem ser considerados significativos, ou estatisticamente diferentes de
zero. Novamente, isso implica que as estimativas das elasticidades-preço e renda obtidas
podem ser consideradas explicativas na relação de longo prazo da função importação para o
período Lula.
A elasticidade renda das importações de 2,37, estimada para o período entre 2003 e
2010, ficou em um patamar intermediário entre as estimações de 1,27 de Basso (2016) para o
período entre 2002 e 2013, a qual utilizou metodologia de estimação semelhante à aplicada na
dissertação, e a estimada em 3,31 por Nassif, Feijó e Araújo (2014) para o período entre 1999
e 2010.
61
Um ponto a ser destacado dos resultados da dissertação refere-se à redução da
elasticidade renda das importações no período Lula em comparação ao período FHC. Quanto
menor a elasticidade renda das importações, menor é seu impacto na redução do crescimento
pelos modelos a la Thirlwall. Enquanto para o período FHC estimou-se uma elasticidade
renda das importações de 3,71, para o período Lula obteve-se uma elasticidade renda das
importações de 2,37. Ainda que se mantenha alta, houve uma melhora nesse componente do
modelo, o que representa uma menor restrição externa ao crescimento no período Lula.
Entretanto, a mudança na estrutura produtiva da economia brasileira não pode ser
enfaticamente apontada como responsável por essa melhora na elasticidade renda das
importações. Autores como Nassif, Feijó e Araújo (2014), Carvalho e Carvalho (2013),
Bresser e Marconi (2009) e Milani (2011) apontam que havia indícios de que a economia
brasileira caminhava para um processo de especialização regressiva nos anos 2000, com
redução da participação dos setores manufaturados e ampliação da participação na economia
de setores intensivos em recursos naturais ou setores com menor valor agregado. Mas tal
conclusão é contestada por Urraca Ruiz et all (2013) que, avaliando a estrutura industrial
brasileira entre 1996 e 2011, alegam não haver evidências para afirmar que a economia tenha
alterado significativamente sua estrutura produtiva nesse período e que estivesse caminhando
para uma especialização regressiva. A aplicação do modelo multissetorial da LT seria uma
possibilidade teórica para investigação sobre essa hipótese de mudança setorial entre os
períodos.
Quando se observa a produção industrial, com objetivo de entender a reação do setor
produtivo nos diferentes períodos, verifica-se que a indústria de transformação obteve melhor
desempenho no governo Lula. Enquanto a taxa de crescimento média da produção da
indústria de transformação no período FHC foi de 1,3%, no período Lula passou para 3,2%,
com destaque para o crescimento elevado na produção de bens de capital em quase todos os
anos do período, com exceção de 2009, ano seguinte à crise econômica mundial13. Tal
resultado positivo do setor industrial pode ser relacionado tanto à desvalorização cambial
ocorrida em 1999, quanto ao crescimento da demanda doméstica, pelo consumo e
investimento, o que beneficiou a expansão de um conjunto mais amplo de setores industriais,
sobretudo os setores de bens salários e de bens de capital (SARTI; HIRATUKA, 2011).
13 Dados obtidos pelo Ipeadata (2017). Para a possibilidade de composição da série de produção industrial por
categoria de produto, utilizaram-se dados da Pesquisa Industrial Mensal (PIM) do IBGE media 2002 igual a 100
e 2012 igual a 100, colocando a série de 2012 como base e extrapolando os períodos anteriores aplicando a taxa
de variação da série 2002 igual a 100.
62
Mas ao mesmo tempo em que o crescimento da demanda doméstica permitiu também
esse crescimento industrial, verificou-se no governo Lula uma ampliação do déficit do setor
manufatureiro, que passou de um resultado positivo de R$ 3,7 bilhões em 2003 para um
déficit de R$ 55,6 bilhões em 201014, convergente com o resultado elevado da elasticidade
renda das importações (maior que 1), ainda que tal elasticidade fosse inferior ao do período
FHC.
Assim, tendo verificado a mudança na elasticidade rendas das importações,
prosseguiu-se na aplicação da LT para o período Lula. Após estimar as elasticidades preço e
renda das importações, foram calculadas as taxas de crescimento teórica dos modelos de
Thirlwall. O próximo passo consistiu na comparação entre as taxas de crescimento previstas
pelos modelos teóricos com a taxa de crescimento real da economia entre 2003 e 2010,
aplicando-se o teste de hipóteses sobre o valor da diferença entre duas médias.
Dessa forma, obtiveram-se os seguintes resultados para o período:
Tabela 6 - Resultados dos modelos de Thirlwall para período LULA (2003 - 2010)
Y real Mod. 1 Mod. 2 Mod. 3 Mod. 4 Mod.5 Mod. 6
Crescimento
médio (%a.a.) 4,06 5.24 4.67 6,82 7,06 7,61 3,74
t-calculado -1,79** -0,93** -4,18 -4,55 -5,38 0,49**
Fonte: Elaborado pela autora.
*Significativo a 10%; **Significativo a 5%
Como resultado, segundo a estatística t-student para o período observado entre 1995 e
2002, foram validados os modelos 1, 2 e 6, a 5% de significância. É interessante observar que
os mesmos modelos foram validados tanto no período FHC, quanto no período Lula. Uma
hipótese sobre esse resultado pode ser depreendida da inclusão do componente fluxo de
capitais nos modelos 3, 4 e 5, o qual apresenta resultados opostos nos dois períodos. Enquanto
no período FHC a inclusão explícita do componente fluxo de capitais reduziu a taxa teórica
obtida em relação à taxa observada e em relação às taxas dos modelos válidos, no período
14 Dados obtidos a partir de extração da FuncexData (2017).
63
Lula se verificou o contrário, ou seja, a inclusão do componente fluxo de capitais tornou a
taxa teórica obtida superior à taxa observada e às taxas dos modelos validados
estatisticamente.
O modelo 1 contempla a versão simplificada da lei de Thirlwall, e por esse modelo,
que compreende apenas o resultado comercial, o crescimento com equilíbrio no balanço de
pagamentos no período seria equivalente a 5,24%, superior ao que efetivamente ocorreu. Isso
indica que, pela perspectiva do equilíbrio no BP, a restrição externa tenha sido afrouxada
nesse período e outros fatores não abarcados pelo modelo podem ter se sobreposto a essa
restrição e gerado um crescimento inferior ao que o modelo prevê.
O governo Lula conviveu com resultados positivos no balanço comercial em todo
período, tendo um conjunto de fatores apontados como determinantes desse resultado, como
os reflexos da desvalorização cambial de 1999, a elevação no preço de commodities que o
Brasil já detinha mercado internacional, como o minério de ferro, e também devido ao
crescimento da economia mundial, em grande parte relacionada ao crescimento da economia
chinesa e sua demanda por insumos (LAMEIRA, 2004).
A validação do modelo 2, que equivale ao modelo simplificado mas inclui termos de
troca, e sua menor taxa em comparação ao modelo 1 indicam que o câmbio real reduziu o
crescimento econômico teórico em comparação ao modelo simplificado, com a taxa de
crescimento do modelo 2 estimada em 4,67%. Essa redução no crescimento do modelo
teórico com a inclusão dos termos de troca é justificável, haja vista a valorização cambial
ocorrida no período e que impactou na elevação das importações. Observa-se que a taxa de
câmbio nominal passou de R$ 3,07/US$ em 2003 para R$ 1,75/US$ em 2010, o que
considerando a inflação do período, implicou em uma valorização média de 8,8% a.a. na taxa
de câmbio real do período15.
15 BCB (2016b).
64
Gráfico 5 - Evolução Balanço Comercial brasileiro- 2003-2010 - US$ milhões correntes
Fonte: Elaborado pela autora com base em dados do BCB (2016a, 2016b).
Como resultado da valorização cambial, aliado à elevada elasticidade renda das
importações, as importações saltaram de US$ 49,3 bilhões em 2003 para US$ 182,8 bilhões
em 2010, um crescimento em termos correntes de 270%16. O resultado em termos de balanço
comercial só não foi totalmente prejudicado porque as exportações cresceram 175% no
mesmo período, em termos correntes, e permitiram um resultado positivo no saldo comercial
durante todo período, mesmo que decrescente a partir de 2006.
A validação do modelo 6, o qual inclui a conta capital e de serviços e impõe limite ao
endividamento externo, mostra que, apesar de estatisticamente significativo, o modelo
resultou em uma taxa de crescimento de 3,74%, menor do que a efetiva e do que as dos
modelos anteriores, indicando que, pelo modelo, o pagamento dos serviços da dívida e o
limite ao endividamento teriam ampliado a restrição ao crescimento econômico do período.
No caso real, houve o oposto, ou seja, essas restrições não se fizeram valer. O fato do
Brasil ter se tornado credor externo, com a dívida externa líquida em proporção do PIB
tornando-se negativa após 2007, atingindo o percentual de -2,4% do PIB em 2010, pode ter
ajudado, por exemplo, no alívio à restrição ao mercado internacional de financiamento. A
melhora nesse indicador, somada ao baixo impacto da crise econômica internacional de 2008
nas contas externas brasileiras resultaram também na obtenção de grau de investimento por
agências internacionais de risco em 2008, o que ajuda a explicar esse melhor cenário de
acesso ao crédito internacional.
16 BCB (2016a).
24
33
43 45
38
24 25
18
1,3
1,8
2,3
2,8
3,3
-
10
20
30
40
50
2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
US$ bilhões
Balança comercial Cambio nominal médio (R$/US$)
Câmbio Nominal (R$/US$)
65
Um ponto a destacar sobre o governo Lula em contraposição ao período anterior
refere-se à intenção assumida de redução da vulnerabilidade externa, o que de certo modo se
refletiu também no alívio sobre a restrição externa ao crescimento econômico do período.
Segundo Giambiagi e Pinheiro (2012), após 2003 houve uma política deliberada das
autoridades econômicas destinada a reduzir a vulnerabilidade da economia brasileira a crises
externas, política essa associada à redução da dívida interna associada ao dólar, pré-
pagamento da dívida com FMI, recompra de Brady Bonds17 e acumulação de reservas. No
Gráfico 6 é possível destacar a ampliação do nível de reservas, que passou de em torno de
US$ 50 bilhões entre 2003 e 2005, para US$ 289 bilhões em 2010.
Gráfico 6 - Dívida externa líquida/PIB (%) – 2003 a 2010
Fonte: Elaborado pela autora com base em dados do BCB (2017a).
5.3. Evidências empíricas para a economia brasileira no período completo (1995-2010)
Após avaliar separadamente os períodos FHC e LULA, cumpre avaliar o período
completo com o objetivo de verificar a persistência da restrição externa como um limitante ao
crescimento econômico de longo prazo brasileiro.
Também foi realizada a estimação da elasticidade renda e preço das importações por
meio de técnica de cointegração, e a escolha do número de defasagens empregadas no modelo
foi feito utilizando os critérios de informação LR, FPE e AIC, obtendo-se um VAR de ordem
7, o que equivale a um VEC de ordem 6 (Anexo 3).
17 Séries de bônus soberanos, emitidos por países emergentes nos moldes do Plano Brady, que visavam
reestruturar as dívidas vencidas e não pagas.
49 53 5486
180 194
239
28927,3
20,4
11,5
6,9
-0,9 -1,7-3,8
-2,4
-10
-5
0
5
10
15
20
25
30
0
50
100
150
200
250
300
350
2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
US$ Bilhões
Reservas internacionais - Conceito liquidez - US$ (bilhões) Dívida externa líquida/PIB (%)
%
66
E utilizando o teste de cointegração de Johansen pelo método do Traço e do Maior
Autovalor indicou-se a presença de cointegração, a 5% de significância (Anexo 3), com o
modelo sem intercepto e sem tendência adequado para o período, uma vez que tal
especificação permite que as elasticidades captem todo componente estrutural da economia,
condizente com a Lei de Thirlwall (CARVALHO, 2006).
Com a confirmação da presença de cointegração nas séries, estimou-se a função de
importação, obtendo a seguinte relação de longo prazo:
𝒍𝒏 𝑴𝑪𝒐𝒎𝒑𝒍𝒆𝒕𝒐 = 𝟐, 𝟑𝟓 𝒍𝒏𝒀 − 𝟎, 𝟕𝟐 𝒍𝒏 (𝑷𝒇 + 𝑬 − 𝑷𝒅) (48)
Tabela 7 - Função de Importação período 1995 - 2010
Equação de Longo prazo (VEC) para as Importações
Importação 𝜷 Erro padrão ( ) t-statistics [ ]
PIB -2.354133 (0.23153) [-10.1677]
Cambio_real 0.721590 (0.16476) [ 4.37971]
Constante 22.07700 (2.94083) [ 7.50706]
Correção de erros: D(imp) D(Pib) D(cambio_real)
CointEq1 -0.054620 -0.031103 0.003646
(0.02553) (0.00611) (0.01283)
[-2.13919] [-5.08713] [ 0.28418] Fonte: Elaborado pela autora com dados do Software Eviews. Nota: 𝛽 se refere ao parâmetro estimado.
Os resultados da tabela 7 indicam que, na relação de longo prazo, tanto o PIB como o
câmbio real podem ser considerados significativos, ou estatisticamente diferentes de zero para
o período completo. O que implica que as estimativas das elasticidades-preço e renda obtidas
podem ser consideradas explicativas na relação de longo prazo da função importação.
Novamente, em relação à elasticidade renda das importações estimadas cabe destacar
que a elasticidade estimada para o período completo foi de 2,35. Tal elasticidade é próxima à
estimativa de 2,93 de Caputi Lelis et al. (2013) para o período de 1995 a 2013, e intermediária
entre a estimativa de 4,46 de Carvalho e Lima (2009) para 1994 a 2004 e a de 1,42 de Soares
e Teixeira (2010) para 1990 a 2011. Ainda que não haja consenso se houve uma mudança na
67
estrutura produtiva durante o período 1995 e 2010, a elasticidade calculada para o período de
1995 a 2010 se manteve elevada e superior à apontada por estudos para períodos anteriores a
1995, indicando uma deterioração da estrutura produtiva brasileira, e uma maior dependência
de importações na comparação com períodos anteriores à década de noventa, como discutido
na análise do período FHC18.
Tal interpretação é coerente também com a explicação de Coutinho (1997), que afirma
que a política econômica decorrente do programa de estabilização da economia brasileira no
início da década de noventa, com câmbio apreciado e juros elevados, teve como consequência
a desindustrialização de setores e segmentos e rápida desnacionalização da indústria.
Interpretação semelhante de La Plane e Sarti (2006), para os quais as empresas reagiram
defensivamente às mudanças de política econômica e à abertura comercial que, somadas às
condições de juros elevados e câmbio apreciado, tiveram como resultado a substituição de
insumos nacionais por importados. E condizente, também, com os resultados encontrados por
Hilgenberg (2003), em que utilizando um modelo de insumo produto para avaliar os impactos
setoriais no Brasil da abertura da década de 90 obteve como resultado, a partir dos
multiplicadores de produção, que todos os setores passaram a ser mais dependentes de
insumos importados.
Assim, como reflexo da estrutura produtiva no período entre 1995 e 2010, mais
dependente de importados, houve também uma deterioração do resultado comercial por
origem setorial, principalmente após 2003, quando a economia voltou a apresentar maiores
taxas de crescimento e a taxa de câmbio voltou a se apreciar, passando R$3,07/US$ em 2002
para R$ 1,75/US$ em 2010, resultando em maiores déficits no saldo comercial de
manufaturados. Para Sarti e Hiratuka (2011), após 2003 a indústria voltou-se para o mercado
doméstico, em grande medida em virtude do crescimento desse mercado vinculado às
políticas de transferência de renda, valorização do salário mínimo e do crescimento do
crédito, porém enfrentando cada vez mais a concorrência com produtos importados em
virtude da crescente valorização cambial. E mesmo o crescimento da indústria nacional
também implicava em crescimento das importações, haja vista a substituição ocorrida de
18 É interessante destacar que outras tradições teóricas, além da LT, também apontam a importância da estrutura
produtiva no crescimento econômico, tal como a abordagem da economia da complexidade apresentada em
análise do FMI (2015). Por essa abordagem, a complexidade de uma economia seria a explicação para a
divergência nos níveis de renda entre países ricos e países pobres que não é esperada por vários modelos
tradicionais de crescimento econômico, sendo medida pela diversidade e sofisticação da pauta produtiva, com
dados de comércio exterior utilizados para a mensuração desse índice de complexidade.
68
fornecedores locais por importados com vista a manter a competitividade da produção
doméstica (LA PLANE; SARTI, 2006).
Assim, considerando os dois períodos de governo conjuntamente, verifica-se que foi
mantida a condição de que elevações na renda da economia brasileira resultavam em aumento
mais que proporcional das importações, demandando um crescimento muito elevado das
exportações ou grande entrada de capitais para que ocorresse uma menor restrição externa ao
crescimento de longo prazo.
Em relação ao resultado comercial, um aspecto que contribuiu para aliviar a pressão
no BP em decorrência do déficit de manufaturados foi o crescimento do superávit em
produtos primários e semimanufaturados. No gráfico 7, destacam-se dois momentos distintos
relativos aos resultados no comércio exterior. Primeiro, até aproximadamente 2001, o
superávit comercial de bens primários e bens semimanufaturados era modesto, com pouco
efeito no resultado global do balanço comercial. Já após 2002 há uma alteração nessa
tendência, com seguidos crescimentos do saldo comercial desses setores, com destaque para
2010, ano do boom de commodities.
Gráfico 7 - Saldo comercial por origem setorial
Fonte: Elaborado pela autora com base em dados da FUNCEX (2016).
50
5
-10
-56
-80
-60
-40
-20
0
20
40
60
1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
US$ bilhões
Produtos Primários Semi - manufaturados Manufaturas
69
Destaca-se nesse resultado positivo o papel desempenhado pelas exportações para a
China, que se tornou não apenas um grande produtor de manufaturas industriais, mas também
um grande consumidor de manufaturas, alimentos e matérias-primas minerais e energéticas.
Essa maior demanda chinesa beneficiou os exportadores de commodities, entre eles o Brasil,
alterando bastante os termos de troca em favor dos produtos primários principalmente após
2003 (SARTI; HIRATUKA, 2011). Dados de comércio exterior mostram que a China
figurava como 12º principal importador de bens e produtos brasileiros. Em 2010 saltou para 1ª
colocação, respondendo por 15,2% das exportações brasileiras, superando EUA, principal
parceiro em 199719.
Prosseguindo na análise dos modelos para o período que agrega os dois governos,
depois de calculado e discutido a estimativa de elasticidade renda das importações, o próximo
passo consistiu na comparação entre as taxas de crescimento previstas pelos modelos teóricos
com a taxa de crescimento real da economia entre 1995 e 2010. Para essa comparação,
aplicou-se o teste de hipóteses sobre o valor da diferença entre duas médias. A não rejeição da
hipótese nula de igualdade das médias de ambas as taxas é o que indicará a validade do
modelo.
Dessa forma, obteve-se os seguintes resultados para o período:
Tabela 8 - Resultados dos modelos de Thirlwall no período completo (1995 - 2010)
Y real Mod. 1 Mod. 2 Mod. 3 Mod. 4 Mod.5 Mod. 6
Crescimento
médio (%a.a.) 3.10 3.70 3.67 3,36 3.14 3.17 2.73
t-calculado -2,06** -1,96** -0,91** -0,12** -0,23** 1,28**
Fonte: Elaborado pela autora.
*Significativo a 10%; **Significativo a 5%
Segundo a estatística t-student, para o período observado entre 1995 e 2010 foram
validados todos os modelos testados, a 5% de significância. Indicando que o equilíbrio no
balanço de pagamentos manteve-se como uma restrição ao crescimento econômico brasileiro
de longo prazo.
19 FuncexData (2017)
70
O modelo 1 foi o que apresentou maior taxa de crescimento teórica para o período, de
3,70%, também ligeiramente superior à taxa observada, possivelmente por não considerar
nenhuma restrição adicional, que, aparentemente, vigoraram no período. Por exemplo, o
pagamento dos serviços do capital, relevante nos dois períodos de governo, mas que se
acentuou no governo Lula após 2007. Como se observa no gráfico 8, verificou-se um salto da
conta renda primária (juros, lucro e remuneração de empregados) de US$ 10,7 bilhões em
1995 para US$ 67,1 bilhões em 2010, principalmente devido ao crescimento de pagamento de
lucros e dividendos.
Gráfico 8 - Evolução do balanço comercial brasileiro e da conta renda primária – 1995 a 2010
- US$ milhões correntes
Fonte: Elaborado pela autora com base em dados do BCB (2016).
A validação do modelo 2, que equivale ao modelo simplificado mas inclui termos de
troca, e sua taxa, de 3,67%, foi praticamente equivalente ao modelo 1 indicando que o câmbio
real teve pouco efeito no crescimento de longo prazo do período, quando se considera apenas
o componente balanço comercial no modelo. Esse resultado converge com a interpretação do
modelo original de Thirlwall (1979), que no longo prazo os termos de troca não influenciam
no crescimento econômico.
O modelo 3, que equivale ao modelo original com fluxo de capitais, apresentou taxa
de crescimento teórica de 3,36%, inferior à taxa real e as obtidas pelos modelos 1 e 2. Como o
componente fluxo de capitais é relevante não apenas no modelo 3, mas também nos modelos
4, 5 e 6, é valido destacar o seu comportamento durante todo o período entre 1995 e 2010.
Como já abordado, uma primeira observação revela a oposição entre os resultados obtidos
pelos modelos supracitados no período FHC e Lula. Tomando como exemplo o modelo 3,
- 5 - 7 - 8 - 8 - 2 - 2 2
12 24
33 43 45
38
24 25 18
- 11 - 11 - 15 - 18 - 18 - 17 - 19 - 18 - 18 - 20 - 26 - 27 - 29 - 42
- 35
- 67 - 80
- 60
- 40
- 20
-
20
40
60
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
US$ bilhões
Balança comercial Renda primária
71
enquanto no período FHC a inclusão do componente fluxo de capitais representou uma
redução na taxa teórica estimada em relação ao modelo original, no período Lula obteve-se
uma maior taxa de crescimento teórica com a inclusão desse componente. Embora o modelo 3
tenha sido rejeitado no teste de hipótese nos dois períodos separadamente, sua validade no
período completo pode indicar que no longo prazo tais comportamentos diferentes foram
compensados, permitindo a validade do modelo com fluxo de capitais.
Em relação aos dados do período, durante o governo FHC se observou momentos de
fuga de capitais e elevação do endividamento, relacionados com a instabilidade financeira
gerada pelas crises do leste asiático (1997) e da Rússia (1998) que acarretaram em fuga de
capitais brasileira, o que somada à vulnerabilidade externa da economia brasileira tornou a
política de câmbio sobrevalorizado vigente até então insustentável, culminando na crise
cambial brasileira em 1998, seguida da forte desvalorização do real 1999, juntamente com a
mudança do regime cambial para câmbio flexível (CASTRO, 2012). Em consequência dessa
crise cambial, no mesmo ano o governo recorreu ao FMI ocasionando elevação do
endividamento externo (GIAMBIAGI; PINHEIRO, 2012)
E já no final do governo FHC ocorreram ainda outros dois momentos em que se
verifica uma instabilidade das contas externas brasileiras. A primeira, em 2001, tendo vários
fatores apontados como motivadores, tanto interno à economia brasileira, como o crescimento
do passivo externo líquido e a deterioração das contas públicas, quanto fatores externos
diretamente relacionados, como a desaceleração dos EUA, principal demandante de produtos
brasileiros, e o atentado às Torres Gêmeas, que afetou os mercados globais e implicou em
saída de capitais (SILVA; LOURENÇO, 2014). A segunda ocorreu em 2002, quando se
elevou a instabilidade no mercado em virtude da possibilidade de eleição de Lula, com a
suposição que isso poderia acarretar em mudanças drásticas na condução macroeconômica,
bem como calote da dívida com sua eleição. O que também ficou conhecido, na época, como
“efeito Lula”. Como resultado dessa saída intensa de capitais externos, novamente recorreu-se
ao FMI para assegurar o equilíbrio no BP, porém novamente elevando o endividamento
externo (GIAMBIAGI, 2012).
Por outro lado, principalmente no segundo mandato do governo Lula, o fluxo de
capitais se manteve significativo, afrouxando a restrição externa sob esse ponto de vista,
exceto em 2008, ano da crise econômica mundial. Após 2007 se verifica um crescimento
elevado do investimento direto no país e do investimento em carteira, atingindo os respectivos
72
valores de US$ 88,5 bilhões e US$ 66,9 bilhões em 2010, em comparação aos valores de US$
16,6 bilhões e US$ 5,1 bilhões em 2002, último ano de governo FHC. Para Carcanholo
(2010), além da melhora nas contas externas, a abundância de liquidez internacional,
combinada com política de juros alto brasileira tornou o país mais atrativo, o que permitiu o
financiamento da redução do saldo comercial a partir de 2006 e o acúmulo de reservas em
larga escala com grande entrada de capitais. Assim, tal comportamento atuou no sentido
contrário ao verificado no governo FHC, permitindo o relaxamento da restrição externa do
período no governo Lula.
O modelo 4, que consiste na versão completa e inclui todos os componentes do
balanço de pagamentos explicitamente, incluindo os termos de troca, foi validado segundo o
teste de comparação das médias e resultou numa taxa teórica de crescimento de 3,14%,
praticamente igual à taxa observada no período. A vantagem dessa formulação é justamente a
possibilidade de decompor todas as variáveis influenciáveis do modelo, como será realizado
adiante. E o modelo 5, que é equivalente ao modelo 4, porém sem os termos de troca, também
foi estatisticamente validado e apresentou taxa de crescimento teórica de 3,17%, ligeiramente
superior ao modelo com termos de troca.
Já a validação do modelo 6, o qual inclui a conta capital e de serviços da dívida e
impõe limite ao endividamento externo, resultou em uma taxa teórica de crescimento de
2,75%, menor do que a efetiva e do que os modelos anteriores, indicando que, segundo o
modelo 6, o pagamento dos serviços da dívida e a imposição de limite ao endividamento
ampliaram a restrição ao crescimento econômico de longo prazo no período, mas que,
possivelmente, tal restrição foi afrouxada por outras questões não captadas pelo modelo.
Assim, apesar de estatisticamente igual à taxa observada, o erro de previsão do modelo pode
estar relacionado a essa restrição não ter se concretizado, possivelmente, em parte decorrente
dos empréstimos do FMI no período FHC e também, como já abordado na análise do período
Lula e evidenciado no gráfico 9, porque a economia brasileira passou da condição de devedor
externo líquido para credor externo líquido após 2007, o que deve ter favorecido o acesso ao
credito internacional.
73
Gráfico 9 - Dívida externa líquida/PIB (%) – 1995 a 2010
Fonte: Elaborado pela autora com base em dados do BCB (2017a).
Como o modelo 3 inclui a especificação completa, tal como elaborado por Carvalho e
Lima (2009), foi possível utilizá-lo para decompor20 as variáveis do modelo, tendo como
objetivo verificar sua participação no resultado estimado, como verificado na tabela 9.
Tabela 9 - Decomposição do modelo (3) de crescimento com equilíbrio no BP
Mod. 3 Exportações
Termos
troca
Serviços
Dívida Capitais
Cresc. médio (%)-
1995 – 2010 3,14 % 2,80 -0,03 -0,52 0,89
Fonte: Elaborado pela autora com base no resultado do modelo 3.
Assim, analisando os componentes do modelo individualmente, tem-se que as
exportações tiveram a maior contribuição para o crescimento obtido pelo modelo teórico, de
respectivamente 2,80 p.p. Tal resultado reflete o que se verificou na economia brasileira no
decorrer do período, com salto das exportações de US$ 46,4 bilhões em 1995 para US$ 201,3
bilhões em 2010, relacionado principalmente ao crescimento das exportações de commodities.
Os fluxos de capitais também resultaram em uma contribuição positiva no crescimento
do período completo, de 0,89 p.p., indicando que a entrada de capitais ao longo do período
permitiu que tal componente relaxasse a restrição externa ao crescimento econômico de longo
20 Foi realizada a decomposição do modelo sem considerar o peso de cada variável no PIB, ou seja, não está se
medindo a contribuição de cada variável no crescimento do período, mas sim em que medida cada termo se
refletiu no modelo, considerando sua taxa de crescimento em relação à elasticidade renda das importações.
12 1215
21,6
32,4
29,529,4
32,7
27,3
20,4
11,56,9
-0,9 -1,7 -3,8 -2,4
-10
0
10
20
30
40
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
74
prazo brasileiro. Como já destacado, ainda que o período entre 1995 e 2010 tenha sido
marcado por crises que acarretaram em saída de capitais e elevação do endividamento, em
especial no governo FHC, após 2007 houve um crescimento acentuado de fluxos de capitais
para o Brasil, tanto em carteira quanto de investimento direto estrangeiro, o que explicaria o
resultado positivo para esse componente do modelo.
O componente termos de troca, por sua vez, que é representado pela taxa de câmbio
real, forneceu uma contribuição negativa de -0,03 p.p. para o crescimento do modelo. Ainda
que nos modelos em que se incluíram os termos de troca houve pouca diferença no resultado
comparativamente aos que não incluíram, verificou-se que a taxa de câmbio real reduziu
ligeiramente a taxa de crescimento teórica. Esse resultado negativo pode ser entendido como
uma tendência de apreciação cambial no período completo. Como observado no gráfico 10,
no período entre 1995 e 2010, o câmbio manteve-se apreciado até 1998, devido ao mecanismo
de âncora cambial, mas mesmo com a desvalorização de 1999, posteriormente o câmbio
voltou a se apreciar e impactar o resultado comercial.
Gráfico 10 - Evolução do índice da taxa de câmbio efetiva e do índice de câmbio real
(R$/US$)
Fonte: Elaborado pela autora com base em dados do BCB (2016b).
Já os pagamentos de serviços da dívida reduziram em 0,52 p.p. o crescimento obtido
pelo modelo teórico. Nesse aspecto, o crescimento do pagamento de lucros e dividendos no
governo Lula contribui para esse resultado, uma vez que essa conta passou de US$ 2,9 bilhões
em 1995 para US$ 55,5 bilhões em 2010. Já o pagamento de juros ficou na média entre US$
20
70
120
170
220
jan
/95
set/
95
mai
/96
jan
/97
set/
97
mai
/98
jan
/99
set/
99
mai
/00
jan
/01
set/
01
mai
/02
jan
/03
set/
03
mai
/04
jan
/05
set/
05
mai
/06
jan
/07
set/
07
mai
/08
jan
/09
set/
09
mai
/10
Índice da taxa de câmbio efetiva real (IPCA)
Índice da taxa de câmbio real (IPCA) e Dólar americano
75
10 e US$ 11 bilhões nos dois períodos de governo, indicando que se sustentou como uma
restrição relevante do ponto de vista de necessidade de divisas, porém sem grandes oscilações.
Historicamente, o déficit na conta primária relaciona-se com o modelo de
desenvolvimento adotado no país, fundamentado em financiamento externo e em empresas
multinacionais. Em relação ao déficit em lucros e dividendos, na década de 1950-60, sob o
Governo Kubitschek, ocorreu uma entrada de grandes investimentos estrangeiros nos setores
automobilísticos, mecânica, material elétrico no Brasil, favorecido pelo movimento de
transnacionalização das grandes empresas norte americanas e europeias (COUTINHO, 1997).
Esse fato contribuiu para modificar o perfil da indústria brasileira, com presença de grandes
empresas de capital externo e que, consequentemente, remetem lucros às matrizes no exterior.
Assim, como resultado dessa própria presença de empresas multinacionais na
economia brasileira em oposição à baixa internacionalização das empresas brasileiras, o item
Lucro e dividendos já era deficitário no período anterior a análise da dissertação. Esse item,
apesar de deficitário, não apresentou grandes variações no governo FHC. Já no governo Lula,
como indicado na tabela 10, a conta renda primária passou a apresentar déficits ainda maiores,
principalmente a partir de 2005, em função também do crescimento no pagamento de lucros e
dividendos.
Tabela 10 - Evolução conta Renda Primária brasileira- 1995-2010 - US$ milhões correntes
Continuação
Fonte: Elaborado pela autora com base em dados do BCB (2016a).
Esse resultado na conta Lucros e dividendos é relacionado ao próprio crescimento do
fluxo de investimento direto no país que voltou a ocorrer após 2005 e atingiu seu ápice em
2010. Ou seja, com o crescimento do investimento direto no país houve a contrapartida de
retorno desses investimentos em forma de lucros e dividendos. Assim, nota-se que a restrição
1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002
Renda primária -10.747 -11.374 -14.576 -17.840 -18.481 -17.481 -19.307 -17.718
Rem. de empregados -160 -60 50 103 142 79 95 102
Juros -7.636 -8.484 -9.182 -11.088 -14.509 -14.244 -14.441 -12.658
Lucros e dividendos -2.951 -2.830 -5.443 -6.855 -4.115 -3.316 -4.961 -5.162
2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
Renda primária -18.135 -20.107 -25.553 -26.985 -29.002 -41.806 -34.983 -67.055
Rem. de empregados 109 181 214 177 448 545 603 498
Juros -12.603 -12.950 -13.081 -10.794 -7.015 -8.476 -10.368 -11.993
Lucros e dividendos -5.640 -7.338 -12.686 -16.369 -22.435 -33.875 -25.218 -55.560
76
imposta pelos serviços do capital foi significativamente superior no governo Lula em relação
ao governo FHC, muito mais em razão dos pagamentos com Lucros e dividendos do que em
relação ao pagamento de juros.
Um ponto a destacar é que embora a dívida externa líquida tenha se tornada negativa
após 2007 e indicado que houve uma significativa melhora da vulnerabilidade externa da
economia brasileira no período Lula, principalmente como resultado do acúmulo de reservas e
também do crescimento das exportações, é interessante também analisar o passivo externo
líquido da economia, destacado nas estatísticas de comércio exterior como a Posição
Internacional dos Investimentos (PII), e que detém um balanço de estoque, a cada ponto no
tempo, do total de ativos e passivos financeiros externos de uma economia (CYSNE, 2008).
A importância de avaliar também o PII na presente dissertação se explica pelo olhar
que esse indicador permite aferir sobre outros fatores que também indicam uma
vulnerabilidade externa da economia e que podem implicar em necessidade de divisas futura,
o que também afetaria a restrição externa ao crescimento de longo prazo. Ao contrário do BP
que indica os fluxos da economia com o exterior, o PII indica o estoque líquido de renda
externa da economia. Segundo Cysne (2008), do ponto de vista macroeconômico e do balanço
de pagamentos, o conceito de passivo externo é relevante porque ele se associará, em datas
futuras, não apenas ao total de remuneração ao capital de empréstimos (como faz o conceito
de dívida), mas também ao total de remuneração ao capital de risco. Um dos pontos a destacar
também se refere à questão sobre o impacto da valorização (desvalorização) cambial sobre
esse indicador, uma vez que ao medir o estoque de passivos externos esse valor está sujeito a
interferências do câmbio, a depender da presença de passivos em moeda externa
(RODRIGUES, 2008).
Como se observa no gráfico 11, apesar da redução sistemática da dívida externa
líquida em relação ao PIB, que se tornou negativa após 2007, verifica-se que o passivo
externo líquido, indicado pelo PII e que representa o estoque de renda externa, manteve-se
elevado entre 2001 e 2010, com exceção de 2008, que como já discutido, apresentou uma
elevada saída de capitais decorrente da crise econômica mundial.
77
Gráfico 11 - Dívida externa líquida/ PIB e Posição internacional de investimento (PII) / PIB
Fonte: Elaborado pela autora com base em dados do BCB (2017a, b).
A PII brasileira é negativa, ou seja, a diferença entre o estoque de ativos externo bruto
e de passivo externo bruto brasileiro é negativo, sendo mais um indicador da presença de
financiamento externo da economia, segundo Noije e Conti (2016). E, uma consequência
dessa manutenção elevada do PII reflete-se na conta renda primária do balanço de
pagamentos. Já em relação à sua composição, Noije e Conti (2016) destacam que elevou a
participação de passivo denominado em moeda doméstica de 30% em 2001, para 60% em
2010, um fator positivo, uma vez que indica que o passivo externo ficou menos suscetível às
variações cambiais.
Assim, para uma correta análise da exposição externa da economia brasileira, é
importante avaliar tanto o indicador de dívida externa líquida quanto de passivo externo
líquido. Em resumo, ainda que a elevação do nível de reservas e a redução significativa do
indicador dívida externa líquida/PIB após 2007 tenham melhorado a resposta da economia
brasileira a crises e a flutuações externas, a restrição externa ao crescimento econômico
manteve-se como uma questão estrutural da economia brasileira, ainda dependente de entrada
de fluxos externos para equilibrar déficits em transações correntes e os pagamentos de
serviços do capital. Tal analise é coerente com a validação de todos os modelos que testaram a
LT para o período completo.
29,432,7
27,3
20,4
11,56,9
-0,9 -1,7 -3,8 -2,4
47,6 45,448,7
44,4
35,5 33,539,2
16,9
36,641,1
-10
0
10
20
30
40
50
60
2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010
Dívida externa líquida/PIB (%) - anual - %
Posição internacional de investimentos/PIB - anual - %
78
6. CONCLUSÕES
A presente dissertação teve como objetivo investigar a validade da hipótese da
restrição externa para a economia brasileira considerando os períodos de governo FHC e Lula,
tentando captar de que forma mudanças nos condicionantes das contas externas brasileira se
refletiram nos modelos apresentados. Como discutido, a contribuição dos modelos a la
Thirlwall consiste na possibilidade de trabalhar com questões relacionadas a economias
abertas, em especial a restrição imposta pelo equilíbrio no balanço de pagamentos, e suas
implicações no crescimento de longo prazo.
Os modelos derivados da LT têm sido testados ao longo dos anos para diversas
economias e para diferentes períodos. Também, para a economia brasileira distintos estudos
testaram a validade da LT com diferentes abordagens econométricas. A contribuição da
presente dissertação se deteve, para o período recente, na investigação de como a restrição
externa se comportou comparando dois governos que tiveram uma condução da política
macroeconômica semelhante, com a manutenção do tripé econômico, e que, entretanto,
contaram com outros fatores diversos, por exemplo o regime cambial, o ciclo de commodities,
acordos comerciais, etc, resultando em diferenças no balanço de pagamentos.
Como primeiro olhar, restringindo a análise ao comportamento da elasticidade renda
das importações, importante componente da LT, verificou-se que houve uma redução da
elasticidade das importações no governo Lula, estimada em 2,37, em relação à elasticidade de
3,71 estimada para o governo de FHC. Tal resultado permite inferir que houve uma redução
da restrição externa sob esse ponto de vista, ou seja, no governo Lula presume-se que pode ter
havido uma melhora na estrutura produtiva captada pela elasticidade renda das importações,
ainda que tal elasticidade tenha se mantido elevada.
Um ponto a destacar a respeito desse resultado, porém, é a divergência da literatura a
respeito dessa melhora na estrutura produtiva no governo Lula. Como apontado, alguns
autores como Bresser e Marconi (2009), Milani (2011), Carvalho e Carvalho (2013) e Nassif,
Feijó e Araújo (2014) indicam que havia indícios de que a economia brasileira caminhava
para um processo de especialização regressiva nos anos 2000, o que diverge desse primeiro
resultado. Considerando esse debate sobre mudança da estrutura produtiva, um estudo futuro
que pode ser desenvolvido para melhor compreensão dos resultados é a realização de análises
do período com a modelagem da Lei de Thirlwall Multissetorial, tentando captar de que forma
79
as elasticidades renda da importação e das exportações setoriais se comportaram e como
interferiram na restrição externa do período.
E, considerando o resultado obtido para a elasticidade renda das importações no
período completo, entre 1995 e 2010, verificou-se a manutenção da condição em que
elevações na renda da economia brasileira resultavam em aumento mais que proporcional das
importações, o que por sua vez demanda um crescimento elevado das exportações ou grande
entrada de capitais para que houvesse uma menor restrição externa ao crescimento de longo
prazo.
Em relação à aplicação dos modelos, a metodologia econométrica e de validação da
LT também tem sido desenvolvida ao longo dos trabalhos que se propõem a testar o
crescimento econômico com restrição externa. Nesse ponto, a atual dissertação converge com
a metodologia aplicada por alguns trabalhos citados, utilizando o ferramental econométrico de
cointegração e de VEC para estimação das funções de importação. E considerando as
elasticidades estimadas, obteve-se como resultado que, tanto para o governo FHC quanto para
o governo Lula manteve-se válida a hipótese de restrição externa considerando o modelo
original de Thirlwall (1979), o modelo original com termos de troca e o modelo de Moreno-
Brid (2003).
Em relação aos resultados obtidos para os períodos FHC e Lula, um ponto a destacar é
que dentre os modelos considerados válidos, os modelos que consideraram apenas o lado
comercial apresentaram os maiores resultados, justamente por não considerarem outros
componentes que podem ter sido relevantes no período. Ao mesmo tempo, avaliando todos os
resultados obtidos para os modelos testados nos dois períodos, verificou-se que a inclusão do
componente fluxo de capitais, explicitamente, apresentou resultados opostos entre os dois
governos. Por exemplo, enquanto no governo FHC a inclusão do fluxo de capitais no modelo
original tornou o resultado teórico inferior ao obtido com os dados observados e com o
modelo original, no governo Lula apresentou uma taxa teórica superior à verificada com
dados reais. Mas considerando o período completo o modelo de Thirlwall e Hussain (1982)
mostrou-se válido, indicando que tais divergências entre os períodos podem ter sido diluídas
no tempo, e que o fluxo de capitais afrouxou a restrição externa no período.
Já para o período completo foram validados todos os seis modelos testados, não sendo
possível determinar o mais adequado para o período. Mas considerando a especificação do
modelo 4, que consiste na versão de Carvalho e Lima (2009) e tem como vantagem incluir
80
todos os componentes do BP explicitamente, incluindo os termos de troca, sua validação
tornou possível realizar a decomposição de todas as variáveis do modelo. De acordo com esse
modelo, a taxa de crescimento teórica obtida para o período entre 1995 e 2010 foi de 3,14%,
dos quais as exportações tiveram a maior contribuição ao crescimento, com 2,80 p.p. Em
seguida, o fluxo de capitais contribuiu com 0,89 p.p. ao crescimento teórico do período. Já os
termos de troca e os pagamentos com serviços da dívida reduziram a taxa teórica em -0,03
p.p. e -0,52 p.p., respectivamente.
Em síntese, analisando empiricamente a economia brasileira para os dois períodos de
governo, houve indícios de que a restrição externa da economia brasileira se deslocou
favoravelmente de um período de graves crises externas, como no governo FHC, para um
período com melhores condições externas, marcado pelo boom de commodities, como o
governo Lula, em que a grave crise internacional de 2008 teve um impacto menor na restrição
externa ao crescimento do que as crises internacionais anteriores.
Porém, ainda que os resultados tenham indicado que a restrição externa no governo
Lula tenha sido relaxada em relação ao governo FHC, a validade dos modelos original e do
modelo de Moreno-Brid (2003) nesses dois períodos, separadamente, confirmam a hipótese
de restrição externa ao crescimento da economia brasileira nesses períodos. E, considerando o
período completo, mesmo com a melhora dos indicadores de vulnerabilidade externa da
economia brasileira, explicitados principalmente na redução da dívida externa líquida,
verificou-se a manutenção da restrição externa como uma condição estrutural da economia
brasileira, sendo, portanto, um fator ainda não completamente superado.
81
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90
ANEXOS
ANEXO 1 – Testes de raiz unitária
ANEXO 2 – Cointegração - Estimação da função importação período FHC
ANEXO 3 – Cointegração - Estimação da função importação período LULA
ANEXO 4 – Cointegração - Estimação da função importação período completo
91
ANEXO 1 – Testes de raiz unitária
Testes de Raíz Unitária para as Variáveis em Nível
Teste Variável Resultado teste
ADF
Ln Câmbio Real Não rejeita presença RU a 1%, 5% e 10%
Ln Importação Não rejeita presença RU a 1%, 5% e 10%
Ln PIB Não rejeita presença RU a 1%, 5% e 10%
KPSS
Ln Câmbio Real Não rejeita presença RU a 1%, 5% e 10%
Ln Importação Não rejeita presença RU a 1%, 5% e 10%
Ln PIB Não rejeita presença RU a 1%, 5% e 10%
PP
Ln Câmbio Real Não rejeita presença RU a 1%, 5% e 10%
Ln Importação Não rejeita presença RU a 1%, 5% e 10%
Ln PIB Não rejeita presença RU a 1%, 5% e 10%
Fonte: Elaboração própria com base no resultado do Software Eviews 8.0
Os testes ADF, KPSS e PP realizados para as variáveis presentes na função de
importação tiveram como resultado a não rejeição da hipótese nula de presença de raíz
unitária.
92
ANEXO 2 – Cointegração - Estimação da função importação período FHC
1. Seleção da ordem do VAR
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: LOG(IMPORTACAO_SA) LOG(PIB_DEFLA_SA)
LOG(CAMBIO_REAL)
Date: 03/26/17 Time: 21:14
Sample: 1995M01 2002M12
Included observations: 86
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
1 428.1489 NA 1.17e-08 -9.747649 -9.490799 -9.644279
2 458.6796 56.80123 7.11e-09 -10.24836 -9.734662* -10.04162
3 475.6059 30.30995 5.93e-09 -10.43270 -9.662145 -10.12258*
4 483.9450 14.35095 6.04e-09 -10.41733 -9.389924 -10.00384
5 489.1857 8.653244 6.62e-09 -10.32990 -9.045648 -9.813048
6 503.4124 22.49812* 5.91e-09* -10.45145* -8.910350 -9.831230
7 508.3763 7.503558 6.57e-09 -10.35759 -8.559637 -9.633996
8 516.5165 11.73701 6.81e-09 -10.33759 -8.282791 -9.510630
9 521.7297 7.153028 7.58e-09 -10.24953 -7.937876 -9.319196
10 526.8782 6.704989 8.51e-09 -10.15996 -7.591455 -9.126255
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5%
level)
FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion
SC: Schwarz information criterion
HQ: Hannan-Quinn information criterion
93
2. Escolha dos termos deterministas
Date: 03/26/17 Time: 21:20
Sample: 1995M01 2002M12
Included observations: 90 Series: LOG(IMPORTACAO_SA) LOG(PIB_DEFLA_SA) LOG(CAMBIO_REAL)
Lags interval: 1 to 5
Selected (0.05 level*) Number of Cointegrating Relations by Model Data Trend: None None Linear Linear Quadratic
Test Type No Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept
No Trend No Trend No Trend Trend Trend
Trace 0 1 0 2 2
Max-Eig 0 1 1 2 2 *Critical values based on MacKinnon-Haug-Michelis (1999)
Information Criteria by Rank and Model Data Trend: None None Linear Linear Quadratic
Rank or No Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept
No. of CEs No Trend No Trend No Trend Trend Trend Log Likelihood by Rank (rows) and Model (columns)
0 508.5697 508.5697 513.4393 513.4393 515.0606
1 513.5275 521.0496 525.8450 526.4841 528.0330
2 515.6539 525.8782 527.6395 537.9551 538.6222
3 515.8758 527.6564 527.6564 539.7387 539.7387 Akaike Information Criteria by Rank (rows) and Model (columns)
0 -10.30155 -10.30155 -10.34310 -10.34310 -10.31246
1 -10.27839 -10.42332 -10.48544 -10.47742 -10.46740
2 -10.19231 -10.37507 -10.39199 -10.57678* -10.56938
3 -10.06391 -10.25903 -10.25903 -10.46086 -10.46086 Schwarz Criteria by Rank (rows) and Model (columns)
0 -9.051643* -9.051643* -9.009864 -9.009864 -8.895898
1 -8.861830 -8.978990 -8.985558 -8.949763 -8.884186
2 -8.609095 -8.736306 -8.725448 -8.854690 -8.819515
3 -8.314040 -8.425837 -8.425837 -8.544339 -8.544339
94
3. Vetor de Cointegração e Testes de Cointegração
Sample (adjusted): 1995M07 2002M12
Included observations: 90 after adjustments
Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant)
Series: LOG(IMPORTACAO_SA) LOG(PIB_DEFLA_SA)
LOG(CAMBIO_REAL)
Lags interval (in first differences): 1 to 5
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.242197 38.17342 35.19275 0.0231
At most 1 0.101745 13.21355 20.26184 0.3470
At most 2 0.038745 3.556406 9.164546 0.4822
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.242197 24.95987 22.29962 0.0207
At most 1 0.101745 9.657144 15.89210 0.3666
At most 2 0.038745 3.556406 9.164546 0.4822
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05
level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Os testes do Traço e do Autovalor indicaram que não é possível rejeitar a hipótese de
presença de pelo menos um vetor de cointegração.
95
Assim, obtém-se a seguinte relação de longo prazo:
𝒍𝒏 𝑴𝑭𝑯𝑪 = 𝟑, 𝟕𝟏 𝒍𝒏𝒀 − 𝟎, 𝟗 𝒍𝒏 (𝑷𝒇 + 𝑬 − 𝑷𝒅)
Vector Error Correction Estimates
Date: 03/26/17 Time: 21:19
Sample (adjusted): 1995M07 2002M12
Included observations: 90 after adjustments
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1
LOG(IMPORTACAO_SA(-1)) 1.000000
LOG(PIB_DEFLA_SA(-1)) -3.713986
(0.50892)
[-7.29774]
LOG(CAMBIO_REAL(-1)) 0.903264
(0.13370)
[ 6.75610]
C 39.66781
(6.61519)
[ 5.99647]
Error Correction:
D(LOG(IMPORTA
CAO_SA))
D(LOG(PIB_DEFL
A_SA))
D(LOG(CAMBIO_
REAL))
CointEq1 -0.131187 0.044035 -0.183072
(0.11178) (0.02719) (0.05235)
[-1.17357] [ 1.61951] [-3.49729]
D(LOG(IMPORTACAO_SA(-
1))) -0.633065 -0.035697 0.053908
(0.14069) (0.03422) (0.06588)
[-4.49969] [-1.04311] [ 0.81823]
D(LOG(IMPORTACAO_SA(--0.106170 0.036475 -0.009419
96
2)))
(0.15435) (0.03754) (0.07228)
[-0.68785] [ 0.97150] [-0.13031]
D(LOG(IMPORTACAO_SA(-
3))) 0.059608 0.022902 0.097105
(0.15239) (0.03707) (0.07136)
[ 0.39116] [ 0.61786] [ 1.36077]
D(LOG(IMPORTACAO_SA(-
4))) -0.060019 -0.047848 0.097950
(0.14194) (0.03453) (0.06647)
[-0.42286] [-1.38590] [ 1.47367]
D(LOG(IMPORTACAO_SA(-
5))) -0.159309 -0.088792 0.102464
(0.10787) (0.02624) (0.05051)
[-1.47693] [-3.38420] [ 2.02853]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(-1))) -1.458888 0.000509 -0.605880
(0.56347) (0.13706) (0.26386)
[-2.58912] [ 0.00371] [-2.29619]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(-2))) -0.214992 -0.048573 -0.593221
(0.57561) (0.14001) (0.26955)
[-0.37350] [-0.34692] [-2.20081]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(-3))) 0.611603 -0.000289 -0.736974
(0.51888) (0.12621) (0.24298)
[ 1.17870] [-0.00229] [-3.03304]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(-4))) -0.535803 -0.147198 -0.105630
(0.43028) (0.10466) (0.20149)
[-1.24524] [-1.40640] [-0.52424]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(-5))) -0.152830 0.067719 -0.212209
(0.41846) (0.10179) (0.19596)
[-0.36522] [ 0.66530] [-1.08293]
D(LOG(CAMBIO_REAL(-1))) -0.316237 0.102060 0.635304
97
(0.24453) (0.05948) (0.11451)
[-1.29325] [ 1.71588] [ 5.54811]
D(LOG(CAMBIO_REAL(-2))) 0.529421 0.009890 -0.416694
(0.35265) (0.08578) (0.16514)
[ 1.50124] [ 0.11529] [-2.52324]
D(LOG(CAMBIO_REAL(-3))) -0.606158 -0.117224 0.271655
(0.43424) (0.10563) (0.20335)
[-1.39591] [-1.10981] [ 1.33592]
D(LOG(CAMBIO_REAL(-4))) 0.328372 0.131601 0.133721
(0.39352) (0.09572) (0.18428)
[ 0.83445] [ 1.37484] [ 0.72565]
D(LOG(CAMBIO_REAL(-5))) -0.275597 -0.168506 -0.039339
(0.29547) (0.07187) (0.13837)
[-0.93273] [-2.34453] [-0.28431]
R-squared 0.581727 0.350142 0.443553
Adj. R-squared 0.496942 0.218414 0.330760
Sum sq. resids 0.500199 0.029595 0.109688
S.E. equation 0.082216 0.019998 0.038500
F-statistic 6.861188 2.658072 3.932449
Log likelihood 105.9607 233.1934 174.2421
Akaike AIC -1.999126 -4.826520 -3.516491
Schwarz SC -1.554715 -4.382109 -3.072080
Mean dependent -0.002062 0.002821 0.009772
S.D. dependent 0.115917 0.022621 0.047062
Determinant resid covariance (dof adj.) 3.38E-09
Determinant resid covariance 1.88E-09
Log likelihood 521.0496
Akaike information criterion -10.42332
Schwarz criterion -8.978990
98
ANEXO 3 – Cointegração - Estimação da função importação período LULA
1. Seleção da ordem do VAR
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: LOG(IMPORTACAO_SA) LOG(PIB_DEFLA_SA)
LOG(CAMBIO_REAL)
Exogenous variables:
Date: 03/26/17 Time: 21:26
Sample: 2003M01 2010M12
Included observations: 96
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
1 577.1033 NA 1.45e-09 -11.83549 -11.59508* -11.73831
2 591.4721 26.94144 1.30e-09 -11.94734 -11.46652 -11.75298
3 606.6489 27.50789 1.14e-09 -12.07602 -11.35479 -11.78449*
4 613.5896 12.14622 1.20e-09 -12.03312 -11.07149 -11.64441
5 624.1151 17.76189 1.16e-09 -12.06490 -10.86286 -11.57901
6 630.8865 11.00352 1.23e-09 -12.01847 -10.57602 -11.43541
7 636.6201 8.958691 1.32e-09 -11.95042 -10.26756 -11.27018
8 647.0374 15.62599 1.30e-09 -11.97995 -10.05668 -11.20253
9 663.4823 23.63955* 1.13e-09* -12.13505* -9.971379 -11.26046
10 672.3826 12.23783 1.15e-09 -12.13297 -9.728893 -11.16120
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)
FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion
SC: Schwarz information criterion
HQ: Hannan-Quinn information criterion
99
2. Escolha dos termos deterministas
Date: 03/26/17 Time: 21:35
Sample: 2003M01 2010M12
Included observations: 96 Series: LOG(IMPORTACAO_SA) LOG(PIB_DEFLA_SA) LOG(CAMBIO_REAL)
Lags interval: 1 to 8
Selected (0.05 level*) Number of Cointegrating Relations by Model Data Trend: None None Linear Linear Quadratic
Test Type No Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept
No Trend No Trend No Trend Trend Trend
Trace 3 2 0 0 0
Max-Eig 3 1 0 0 0 *Critical values based on MacKinnon-Haug-Michelis (1999)
Information Criteria by Rank and Model Data Trend: None None Linear Linear Quadratic
Rank or No Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept
No. of CEs No Trend No Trend No Trend Trend Trend Log Likelihood by Rank (rows) and Model (columns)
0 639.5536 639.5536 653.3658 653.3658 656.4937
1 654.3771 654.9513 661.0908 665.2896 667.9388
2 661.3891 662.6123 664.1831 669.5110 671.3539
3 663.4823 665.1613 665.1613 672.0868 672.0868 Akaike Information Criteria by Rank (rows) and Model (columns)
0 -11.82403 -11.82403 -12.04929 -12.04929 -12.05195
1 -12.00786 -11.99898 -12.08522 -12.15187 -12.16539*
2 -12.02894 -12.01276 -12.02465 -12.09398 -12.11154
3 -11.94755 -11.92003 -11.92003 -12.00181 -12.00181 Schwarz Criteria by Rank (rows) and Model (columns)
0 -9.900772 -9.900772 -10.04589* -10.04589* -9.968420
1 -9.924323 -9.888740 -9.921556 -9.961486 -9.921586
2 -9.785134 -9.715527 -9.700708 -9.716615 -9.707464
3 -9.543472 -9.435814 -9.435814 -9.437460 -9.437460
100
3. Vetor de Cointegração e Testes de Cointegração
Date: 03/26/17 Time: 21:36
Sample: 2003M01 2010M12
Included observations: 96
Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant)
Series: LOG(IMPORTACAO_SA) LOG(PIB_DEFLA_SA)
LOG(CAMBIO_REAL)
Lags interval (in first differences): 1 to 8
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.274420 51.21531 35.19275 0.0005
At most 1 * 0.147519 20.42003 20.26184 0.0476
At most 2 0.051719 5.098033 9.164546 0.2729
Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**
None * 0.274420 30.79529 22.29962 0.0026
At most 1 0.147519 15.32199 15.89210 0.0613
At most 2 0.051719 5.098033 9.164546 0.2729
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05
level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level
**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
101
Os testes do Traço e do Autovalor indicam que não é possível rejeitar a hipótese de
presença de pelo menos um vetor de cointegração.
Dessa forma, obtém-se a seguinte relação de longo prazo:
𝒍𝒏 𝑴𝑳𝑼𝑳𝑨 = 𝟐, 𝟑𝟕 𝒍𝒏𝒀 − 𝟎, 𝟖𝟓 𝒍𝒏 (𝑷𝒇 + 𝑬 − 𝑷𝒅)
Vector Error Correction Estimates
Date: 03/26/17 Time: 21:38
Sample: 2003M01 2010M12
Included observations: 96
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
Cointegrating Eq: CointEq1
LOG(IMPORTACAO_SA(
-1)) 1.000000
LOG(PIB_DEFLA_SA(-
1)) -2.377394
(1.47354)
[-1.61339]
LOG(CAMBIO_REAL(-
1)) 0.851551
(0.87712)
[ 0.97085]
C 22.34759
(17.3303)
[ 1.28951]
Error Correction:
D(LOG(IMPO
RTACAO_SA))
D(LOG(PIB_D
EFLA_SA))
D(LOG(CAMB
IO_REAL))
CointEq1 0.011356 -0.014652 0.024469
(0.02190) (0.00520) (0.01015)
[ 0.51858] [-2.81554] [ 2.41030]
D(LOG(IMPORTACAO_S-0.311320 0.054589 -0.035975
102
A(-1)))
(0.13838) (0.03289) (0.06416)
[-2.24967] [ 1.65983] [-0.56074]
D(LOG(IMPORTACAO_S
A(-2))) -0.372413 0.002066 0.006636
(0.14889) (0.03539) (0.06903)
[-2.50120] [ 0.05838] [ 0.09613]
D(LOG(IMPORTACAO_S
A(-3))) -0.055929 -0.010692 -0.115351
(0.14990) (0.03563) (0.06950)
[-0.37310] [-0.30012] [-1.65977]
D(LOG(IMPORTACAO_S
A(-4))) -0.144429 -0.032023 0.080612
(0.14881) (0.03537) (0.06899)
[-0.97054] [-0.90547] [ 1.16842]
D(LOG(IMPORTACAO_S
A(-5))) -0.185695 0.000525 0.028200
(0.14435) (0.03431) (0.06692)
[-1.28643] [ 0.01531] [ 0.42139]
D(LOG(IMPORTACAO_S
A(-6))) -0.121899 -0.021802 -0.040970
(0.12913) (0.03069) (0.05987)
[-0.94399] [-0.71042] [-0.68434]
D(LOG(IMPORTACAO_S
A(-7))) 0.128689 -0.009297 0.073490
(0.12311) (0.02926) (0.05707)
[ 1.04534] [-0.31775] [ 1.28762]
D(LOG(IMPORTACAO_S
A(-8))) -0.195081 -0.063562 0.027662
(0.11014) (0.02618) (0.05106)
[-1.77117] [-2.42825] [ 0.54172]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(
-1))) -0.232665 -0.453611 0.165536
103
(0.58551) (0.13915) (0.27145)
[-0.39737] [-3.25988] [ 0.60982]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(
-2))) 0.632613 -0.228974 -0.281287
(0.62834) (0.14933) (0.29131)
[ 1.00680] [-1.53334] [-0.96560]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(
-3))) 1.055048 -0.031966 0.588770
(0.65244) (0.15506) (0.30248)
[ 1.61708] [-0.20615] [ 1.94646]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(
-4))) 0.489569 -0.250519 0.003984
(0.68036) (0.16169) (0.31543)
[ 0.71957] [-1.54935] [ 0.01263]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(
-5))) 1.060261 0.002921 0.231276
(0.64200) (0.15258) (0.29764)
[ 1.65149] [ 0.01915] [ 0.77702]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(
-6))) 1.525889 0.125790 0.379573
(0.60870) (0.14466) (0.28220)
[ 2.50680] [ 0.86955] [ 1.34504]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(
-7))) -0.305326 -0.084504 -0.109707
(0.58768) (0.13967) (0.27246)
[-0.51955] [-0.60505] [-0.40266]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(
-8))) 1.974095 0.198139 0.362042
(0.57042) (0.13556) (0.26445)
[ 3.46080] [ 1.46160] [ 1.36902]
D(LOG(CAMBIO_REAL(
-1))) -0.066943 0.046834 0.328763
(0.25503) (0.06061) (0.11824)
104
[-0.26249] [ 0.77271] [ 2.78053]
D(LOG(CAMBIO_REAL(
-2))) -0.295229 -0.038784 -0.085920
(0.23898) (0.05680) (0.11080)
[-1.23536] [-0.68287] [-0.77548]
D(LOG(CAMBIO_REAL(
-3))) -0.616648 -0.099956 -0.085829
(0.20946) (0.04978) (0.09711)
[-2.94398] [-2.00797] [-0.88384]
D(LOG(CAMBIO_REAL(
-4))) -0.023218 -0.005064 -0.054622
(0.20999) (0.04991) (0.09736)
[-0.11057] [-0.10146] [-0.56105]
D(LOG(CAMBIO_REAL(
-5))) -0.518433 -0.026814 0.180725
(0.20970) (0.04984) (0.09722)
[-2.47228] [-0.53804] [ 1.85894]
D(LOG(CAMBIO_REAL(
-6))) 0.071599 0.012269 -0.111261
(0.21397) (0.05085) (0.09920)
[ 0.33462] [ 0.24128] [-1.12157]
D(LOG(CAMBIO_REAL(
-7))) 0.159471 0.002256 -0.194312
(0.19989) (0.04751) (0.09267)
[ 0.79779] [ 0.04749] [-2.09677]
D(LOG(CAMBIO_REAL(
-8))) -0.072435 -0.080939 0.012255
(0.20268) (0.04817) (0.09397)
[-0.35738] [-1.68030] [ 0.13042]
R-squared 0.550112 0.429387 0.439171
Adj. R-squared 0.398037 0.236504 0.249596
Sum sq. resids 0.306085 0.017288 0.065790
S.E. equation 0.065659 0.015604 0.030440
F-statistic 3.617372 2.226149 2.316600
105
Log likelihood 139.6975 277.6425 213.4927
Akaike AIC -2.389532 -5.263386 -3.926930
Schwarz SC -1.721733 -4.595587 -3.259131
Mean dependent 0.015899 0.005629 -0.009769
S.D. dependent 0.084627 0.017858 0.035140
Determinant resid covariance (dof adj.) 5.89E-10
Determinant resid covariance 2.38E-10
Log likelihood 654.9513
Akaike information criterion -11.99898
Schwarz criterion -9.888740
106
ANEXO 4 – Cointegração - Estimação da função importação período completo
1. Seleção da ordem do VAR
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: LOG(IMPORTACAO_SA) LOG(PIB_DEFLA_SA)
LOG(CAMBIO_REAL)
Exogenous variables:
Date: 03/26/17 Time: 21:07
Sample: 1995M01 2010M12
Included observations: 182
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
1 NA NA 6.13e-09 -10.39572 -10.23728 -10.33149
2 NA 96.21178 3.92e-09 -10.84348 -10.52660* -10.71502
3 NA 34.03937 3.56e-09 -10.94133 -10.46602 -10.74865*
4 NA 26.36694 3.36e-09 -10.99753 -10.36377 -10.74062
5 NA 23.57885 3.23e-09 -11.03982 -10.24762 -10.71868
6 NA 25.00261 3.06e-09 -11.09338 -10.14274 -10.70800
7 NA 17.59496* 3.03e-09* -11.10376* -9.994682 -10.65416
8 NA 14.91689 3.05e-09 -11.09927 -9.831752 -10.58544
9 NA 8.055461 3.20e-09 -11.05234 -9.626381 -10.47428
10 NA 12.58583 3.26e-09 -11.03624 -9.451842 -10.39395
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)
FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion
SC: Schwarz information criterion
HQ: Hannan-Quinn information criterion
107
2. Escolha dos termos deterministas
Date: 03/26/17 Time: 21:12
Sample: 1995M01 2010M12
Included observations: 185 Series: LOG(IMPORTACAO_SA) LOG(PIB_DEFLA_SA) LOG(CAMBIO_REAL)
Lags interval: 1 to 6
Selected (0.05 level*) Number of Cointegrating Relations by Model Data Trend: None None Linear Linear Quadratic
Test Type No Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept
No Trend No Trend No Trend Trend Trend
Trace 1 1 0 0 0
Max-Eig 1 1 0 0 0 *Critical values based on MacKinnon-Haug-Michelis (1999)
Information Criteria by Rank and Model Data Trend: None None Linear Linear Quadratic
Rank or No Intercept Intercept Intercept Intercept Intercept
No. of CEs No Trend No Trend No Trend Trend Trend Log Likelihood by Rank (rows) and Model (columns)
0 1074.994 1074.994 1086.441 1086.441 1089.421
1 1087.510 1088.436 1093.099 1093.914 1096.719
2 1090.135 1094.522 1095.718 1098.986 1100.636
3 1090.309 1096.652 1096.652 1100.980 1100.980 Akaike Information Criteria by Rank (rows) and Model (columns)
0 -11.03777 -11.03777 -11.12909 -11.12909 -11.12888
1 -11.10821 -11.10742 -11.13620 -11.13421 -11.14291*
2 -11.07173 -11.09753 -11.09966 -11.11336 -11.12039
3 -11.00875 -11.04489 -11.04489 -11.05925 -11.05925 Schwarz Criteria by Rank (rows) and Model (columns)
0 -10.09778 -10.09778 -10.13687* -10.13687* -10.08444
1 -10.06377 -10.04557 -10.03954 -10.02014 -9.994029
2 -9.922851 -9.913835 -9.898550 -9.877441 -9.867062
3 -9.755418 -9.739336 -9.739336 -9.701474 -9.701474
108
3. Vetor de Cointegração e Testes de Cointegração
Date: 03/26/17 Time: 21:24 Sample (adjusted): 1995M08 2010M12 Included observations: 185 after adjustments Trend assumption: No deterministic trend (restricted constant) Series: LOG(IMPORTACAO_SA) LOG(PIB_DEFLA_SA) LOG(CAMBIO_REAL) Lags interval (in first differences): 1 to 6
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace) Hypothesized Trace 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.135255 43.31593 35.19275 0.0054
At most 1 0.063675 16.43169 20.26184 0.1552 At most 2 0.022765 4.260150 9.164546 0.3748
Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue) Hypothesized Max-Eigen 0.05
No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.** None * 0.135255 26.88424 22.29962 0.0107
At most 1 0.063675 12.17154 15.89210 0.1762 At most 2 0.022765 4.260150 9.164546 0.3748
Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Os testes do Traço e do Autovalor indicaram que não é possível rejeitar a hipótese de
presença de pelo menos um vetor de cointegração.
Assim, obtém-se a seguinte relação de longo prazo:
𝒍𝒏 𝑴𝑪𝒐𝒎𝒑𝒍𝒆𝒕𝒐 = 𝟐, 𝟑𝟓 𝒍𝒏𝒀 − 𝟎, 𝟕𝟐 𝒍𝒏 (𝑷𝒇 + 𝑬 − 𝑷𝒅)
109
Vector Error Correction Estimates
Date: 03/26/17 Time: 21:25
Sample (adjusted): 1995M08 2010M12
Included observations: 185 after adjustments
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ] Cointegrating Eq: CointEq1 LOG(IMPORTACAO_SA(-
1)) 1.000000
LOG(PIB_DEFLA_SA(-1)) -2.354133
(0.23153)
[-10.1677]
LOG(CAMBIO_REAL(-1)) 0.721590
(0.16476)
[ 4.37971]
C 22.07700
(2.94083)
[ 7.50706]
Error Correction: D(LOG(IMPORTACAO_SA))
D(LOG(PIB_DEFLA_SA))
D(LOG(CAMBIO_REAL))
CointEq1 -0.054620 -0.031103 0.003646
(0.02553) (0.00611) (0.01283)
[-2.13919] [-5.08713] [ 0.28418]
D(LOG(IMPORTACAO_SA
(-1))) -0.589449 0.015654 -0.058366
(0.08400) (0.02011) (0.04221)
[-7.01748] [ 0.77828] [-1.38286]
D(LOG(IMPORTACAO_SA
(-2))) -0.163434 0.046218 -0.048370
(0.09677) (0.02317) (0.04863)
[-1.68887] [ 1.99455] [-0.99474]
D(LOG(IMPORTACAO_SA
(-3))) 0.003636 0.027566 0.015274
(0.09821) (0.02352) (0.04935)
[ 0.03703] [ 1.17212] [ 0.30950]
D(LOG(IMPORTACAO_SA
(-4))) -0.077368 -0.008009 0.099567
(0.09142) (0.02189) (0.04594)
[-0.84626] [-0.36582] [ 2.16739]
D(LOG(IMPORTACAO_SA
(-5))) -0.100088 -0.032431 0.080650
(0.08733) (0.02091) (0.04388)
[-1.14603] [-1.55078] [ 1.83781]
D(LOG(IMPORTACAO_SA
(-6))) -0.034898 0.019683 -0.030740
(0.07501) (0.01796) (0.03769)
[-0.46524] [ 1.09584] [-0.81555]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(- -0.802457 -0.305523 -0.059831
110
1)))
(0.37067) (0.08876) (0.18626)
[-2.16487] [-3.44213] [-0.32123]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(-
2))) -0.004504 -0.351453 -0.248384
(0.37482) (0.08975) (0.18834)
[-0.01202] [-3.91575] [-1.31879]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(-
3))) 0.897842 -0.193916 -0.005471
(0.35669) (0.08541) (0.17923)
[ 2.51713] [-2.27035] [-0.03053]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(-
4))) 0.254308 -0.341927 0.058489
(0.34366) (0.08229) (0.17268)
[ 0.73999] [-4.15502] [ 0.33870]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(-
5))) 0.150510 -0.029466 0.159924
(0.31390) (0.07516) (0.15773)
[ 0.47949] [-0.39202] [ 1.01392]
D(LOG(PIB_DEFLA_SA(-
6))) 0.550792 -0.082167 0.121163
(0.30598) (0.07327) (0.15375)
[ 1.80008] [-1.12144] [ 0.78805]
D(LOG(CAMBIO_REAL(-
1))) -0.277091 0.064214 0.418407
(0.15417) (0.03692) (0.07747)
[-1.79735] [ 1.73946] [ 5.40119]
D(LOG(CAMBIO_REAL(-
2))) 0.190514 -0.002684 -0.177326
(0.16496) (0.03950) (0.08289)
[ 1.15490] [-0.06795] [-2.13929]
D(LOG(CAMBIO_REAL(-
3))) -0.426837 -0.066457 0.054824
(0.16751) (0.04011) (0.08417)
[-2.54809] [-1.65678] [ 0.65133]
D(LOG(CAMBIO_REAL(-
4))) -0.024637 0.032946 0.056067
(0.16992) (0.04069) (0.08538)
[-0.14499] [ 0.80970] [ 0.65664]
D(LOG(CAMBIO_REAL(-
5))) -0.256415 -0.052462 0.072967
(0.16649) (0.03987) (0.08366)
[-1.54011] [-1.31592] [ 0.87220]
D(LOG(CAMBIO_REAL(-
6))) -0.113396 -0.035007 -0.150973
(0.15345) (0.03675) (0.07711)
[-0.73895] [-0.95267] [-1.95794] R-squared 0.479271 0.288125 0.280762
Adj. R-squared 0.422806 0.210934 0.202772
Sum sq. resids 0.946082 0.054247 0.238873
111
S.E. equation 0.075494 0.018077 0.037934
F-statistic 8.487991 3.732615 3.599982
Log likelihood 225.5062 489.9426 352.8229
Akaike AIC -2.232500 -5.091272 -3.608897
Schwarz SC -1.901761 -4.760533 -3.278157
Mean dependent 0.008678 0.004275 -0.000276
S.D. dependent 0.099369 0.020351 0.042485 Determinant resid covariance (dof adj.) 2.16E-09
Determinant resid covariance 1.56E-09
Log likelihood 1088.436
Akaike information criterion -11.10742
Schwarz criterion -10.04557