Conforme apresentado em Engle (1982) e Bollerslev (1986; 1990), representaremos o comportamento da taxa de câmbio considerando duas equações:
uma para o retorno e outra para a variância11. Na primeira equação [4], especificamos o retorno da taxa de câmbio:
ε β ϕ α+ + + = − = −
∑
1 1 1 [4]em que é a taxa de câmbio real diária no tempo t ;
α
é uma constante; −1é o vetor das variáveis políticas e controles (como algumas delas são defasadas no
tempo escolhemos colocar na equação reduzida o tempo t-1) e εt é o erro da
equação normalmente distribuído com média zero e variância (0,σ2);
Na segunda equação [5] especificamos a variância do erro: − − = − = + + + =ω
∑
βε∑
φσ θ σ 21 1 2 1 1 0 2 [5] em que 2 1 1 − =∑
β ε é o termo da média móvel da variância condicional (ARCH) e2 1
1 −
=
∑
φσ é o termo autoregressivo da variância condicional (GARCH). Observe queessa especificação é de um modelo GARCH(p,q) sendo que as mesmas variáveis exógenas utilizadas na equação (políticas, controles e mudança de regime)
influenciam a volatilidade da taxa de câmbio. 12
A condição de estacionaridade deste modelo é dada por 1
1 1 < +
∑
∑
= = φ β . Oponto mais importante de um modelo GARCH é que a sua variância condicional de
um processo σ2 constitui um processo ARMA. Ou seja, a partir da estimação de um
modelo ARMA, os resíduos devem apresentar a característica de um processo ruído branco, ou seja, com média zero e variância constante.
11 Tecnicamente falando o ideal seria não trabalhar com a equação de retorno dado que a variância
não é constante. De qualquer forma, o tratamento que damos ao problema necessita observar a influencia das variáveis políticas analisando o retorno e a volatilidade.
Tabela 25.Efeito do momento eleitoral sobre a taxa de câmbio utilizando o modelo GARCH
Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 Modelo 4 Modelo 5 Modelo 6
Eleições 1998 - Bienen 0,053215 0,053646 0,056407 (0,060845) (0,103624) (0,107578) Eleições 2002 - Bienen -0,045435 -0,048763*** -0,045374*** (0,084771) (0,016391) (0,01673) Eleições 2006 - Bienen -0,010213 -0,008141 -0,005864 (0,070324) (0,007897) (0,008912) Eleições 1998 - Alesina 0,019512*** 0,056279** 0,010324** (0,005507) (0,026315) (0,004682) Eleições 2002 - Alesina 0,059081* 0,086007*** 0,087075*** (0,033598) (0,025925) (0,027182) Eleições 2006 - Alesina -0,000828 0,017509 0,017896 (0,008341) (0,030717) (0,035434) Propaganda 1998 0,013969 0,00466 0,026648 -0,006048 (0,010029) (0,039702) (0,050948) (0,046147) Propaganda 2002 0,012195 0,032123 -0,068748 -0,054286 (0,090477) (0,095436) (0,091556) (0,105513) Propaganda 2006 -0,011977** -0,009661 -0,025881 -0,0239 (0,006039) (0,006562) (0,030752) (0,036682) Grau de Abertura 0,068863 0,033331** 0,046533 0,070107 0,059716 0,06567 (0,103401) (0,016621) (0,031735) (0,04653) (0,051204) (0,045358)
Juros Norte Americanos -0,126694 -0,076223 -0,111557** -0,127849** -0,091742 -0,117378**
(0,206935) (0,046989) (0,054245) (0,0585) (0,056941) (0,059803) Termos de Troca -0,210352 -0,261617 -0,296659 -0,202157 -0,304349 -0,159031 (0,695115) (0,182958) (0,181533) (0,162036) (0,229371) (0,153412) Tamanho de Governo -0,158307 -0,381803 -0,289581 -0,160041 -0,21162 -0,081732 (2,164027) (0,300192) (0,293535) (0,18368) (0,279652) (0,156702) Regime 0,00507 -0,003587 -0,000337 0,004775 -0,003554 0,001512 (0,052151) (0,004894) (0,005752) (0,006621) (0,00559) (0,007284) AR(1) -0,068508 -0,184645* -0,075536 -0,07318 -0,121347 -0,057034 (0,231193) (0,104034) (0,103989) (0,145223) (0,109662) (0,143535) Constante -0,002323 0,000539 -0,002077 -0,002405 -0,001328 -0,002907 (0,05225) (0,00362) (0,002697) (0,003533) (0,002902) (0,004056) Eleições 1998 - Bienen 0,000239 0,000201 0,0000941 (0,002348) (0,031637) (0,033353) Eleições 2002 - Bienen -0,000735 -0,000742 -0,000619 (0,002013) (0,002373) (0,002537) Eleições 2006 - Bienen -0,001667 -0,001356 -0,001033 (0,00195) (0,0012) (0,001352) Eleições 1998 - Alesina -0,002061*** -0,000661 -0,000179 (0,000769) (0,002257) (0,002728) Eleições 2002 - Alesina 0,002984 0,000102 0,0000953 (0,002379) (0,001861) (0,001597) Eleições 2006 - Alesina -0,001767*** -0,00126 -0,000938 (0,000455) (0,001402) (0,00154) Propaganda 1998 0,000212 0,000208 0,000693 0,000168 (0,004566) (0,011276) (0,007444) (0,015048) Propaganda 2002 0,005888 0,00078 0,00274 0,0006 (0,007251) (0,012336) (0,00755) (0,011182) Propaganda 2006 -0,002584*** -0,001673*** -0,001538 -0,001136 (0,000581) (0,000291) (0,002607) (0,001818) Grau de Abertura 0,002339 0,006879*** 0,009314*** 0,002417 0,004107 0,001009 (0,009176) (0,001756) (0,002126) (0,007412) (0,015227) (0,009017)
Juros Norte Americanos -0,00735 -0,014248*** -0,01307*** -0,005629 -0,006871 -0,003161
(0,012201) (0,003573) (0,00442) (0,004745) (0,005327) (0,004717) Termos de Troca -0,016645 -0,018334 -0,011907 -0,01433 -0,007822 -0,009442 (0,050819) (0,022815) (0,041199) (0,012894) (0,086915) (0,02522) Tamanho de Governo -0,063089 -0,076952** -0,064709 -0,05218 -0,044591 -0,037777 (0,082465) (0,038394) (0,059843) (0,037877) (0,07672) (0,040356) Regime -0,000808 -0,000694 -0,000734 -0,000728 -0,000488 -0,000519 (0,001335) (0,00057) (0,000633) (0,000826) (0,000651) (0,000956) ARCH (1) 0,10216 0,015095 0,009779 0,102921 0,021117 0,116017 (0,143746) (0,054082) (0,059101) (0,35441) (0,081799) (0,37459) GARCH (1) 0,543921 0,442157*** 0,553133*** 0,551488*** 0,561452** 0,567392*** (0,419392) (0,108843) (0,13071) (0,195808) (0,252696) (0,193522) Constante 0,003094 0,003291*** 0,00343*** 0,003135** 0,003337** 0,003064** (0,002785) (0,001073) (0,001072) (0,001363) (0,00142) (0,001382) AIC -2,623972 -2,818857 -2,566065 -2,488076 -2,381526 -2,356878 SIC -2,182726 -2,377611 -2,124818 -1,920759 -1,814209 -1,663491 Equação da Média Equação da Variância
Nota: *** Significante à 1%; ** Significante à 5%; * Significante à 10%. O número entre parêntesis é o p-valor
de cada um dos coeficientes. Fonte: Elaboração do autor.
Com relação aos resultados da tabela acima, tem-se que o termo GARCH que compõe a equação da variância apresenta significância ao nível de 1%, o que significa que a variância do período imediatamente anterior possui impactos sobre a variância contemporânea. A combinação dos termos ARCH e GARCH é significativamente diferente de 1, o que diz que a variância condicional não possui memória extensa.
Os resultados dos modelos estimados podem sugerir interpretações gerais. As variáveis de Eleições 2002 – Alesina e Eleições 2002 – Bienen, quando apresentaram coeficientes estatisticamente significantes para a equação da média. Para o caso de Eleições 2002 – Alesina os coeficientes estimados apresentaram sinais positivos e estatisticamente significantes, enquanto que para as Eleições 2002
– Bienen os coeficientes estimados apresentaram sinais negativos e
estatisticamente significantes.
Este resultado pode indicar que ocorreu uma depreciação cambial real com relação à variável de Eleições 2002 – Alesina e uma apreciação cambial real para
Eleições 2002 – Bienen, e isto pode sugerir que o incumbente não interferiu na
média (nível) da variável taxa de câmbio com o objetivo de obter vantagens eleitorais. Diferentemente da literatura de ciclos políticos eleitorais que sugere a utilização desta variável como instrumento de sinalização de sua competência.
Ainda para a equação da média, a variável de Eleições 1998 – Alesina possui o mesmo resultado da variável de Eleições 2002 – Alesina. Ou seja, os coeficientes apresentaram sinais positivos e estatisticamente significantes.
Porém, ao analisarmos a equação da variância para o modelo 2, percebe-se que o ano eleitoral de 1998, contribui para uma redução na sua variância, e, deste modo, podemos indicar que a volatilidade da taxa de câmbio reduziu-se com este efeito. Este fato pode sugerir que o incumbente optou por controlar a variância da taxa de câmbio e reduzir a incerteza relacionada a este ativo, propiciando ganhos de rentabilidade para os agentes que o possuíssem em seu portfólio.
A interpretação para a equação da média para a variável Eleições 1998 –
Alesina é mantida para o modelo 5 e 6, porém esta mesma variável não apresenta
significância estatística para as equações da variância.
Com relação ao modelo 3, os resultados apontam para a significância estatística da variável Propaganda 2006 tanto para a equação da média como para
a equação da variância. Em ambos os casos, o sinal é negativo e estatisticamente significante. Para a equação da média, o sinal negativo associado ao coeficiente indica que com o início da veiculação da propaganda eleitoral gratuita, a taxa de câmbio apresentou uma apreciação real, ou seja, os eleitores tiveram o seu poder de compra elevado. Por outro lado, este mesmo sinal negativo para a equação da variância, sugere que a variância da taxa de câmbio também se reduziu e, desta forma, a incerteza relativa ao processo eleitoral, o que pode sinalizar competência ao eleitorado.
Desta forma, e, diferentemente de Leblang e Bernhard (2006), este trabalho encontra evidências de que eventos políticos relacionados à equação da média da taxa de câmbio. Embora, os coeficientes significantes com relação às eleições não estejam de acordo com as hipóteses verificadas na literatura (de que o incumbente irá depreciar a taxa de câmbio após o período eleitoral e até este período ele opta por políticas de apreciação desta taxa), a variável de Propaganda apresentou significância estatística e sinais de acordo com o esperado, o que sugere a existência de um ciclo político eleitoral nesta variável. Porém, de forma oposta ao trabalho de Leblang e Bernhard (2006), que sugere que eventos políticos aumentam a volatilidade cambial, os resultados para os modelos 2 (Eleições 1998 – Alesina e
Eleições 2006 – Alesina), 3 (Propaganda 2006) e 4 (Propaganda 2006) apontam
para a redução da variância e a, conseqüente, redução da volatilidade associada à taxa de câmbio.
Este trabalho também sugere resultados distintos dos encontrados em Lobo e Tufte (1998). Para a equação da média, os autores não encontram evidências de que a proximidade da eleição americana afete o nível da taxa de câmbio, porém sugere que somente a Libra esterlina seja afetada pelo ciclo eleitoral. Os autores evidenciam apenas diferenças partidárias sobre o comportamento da taxa de câmbio para a Libra esterlina e para o Yen japonês. Com relação à variância, os autores não encontram um padrão significativo para o ciclo eleitoral, porém ressaltam as diferenças partidárias entre os diferentes partidos para as diferentes moedas.
Com relação aos controles, somente em alguns momentos as variáveis apresentaram significância estatística. A variável Juros Norte Americanos apresentou sinal negativo e estatisticamente significante para alguns dos modelos estimados. Desta forma, um aumento nos juros norte americanos pode gerar uma
apreciação real da taxa de câmbio, ao pensar na sua correspondência pelo controle da inflação americana. Com a inflação menor, o efeito da depreciação sobre a taxa de câmbio é muito maior, e isto se reflete na equação da média. Para a equação da variância, apenas para o modelo 2 estimado, o sinal negativo indica uma redução na volatilidade associada à taxa de câmbio.
Já para a variável Grau de Abertura, o sinal apresentado é positivo, pressionando uma depreciação cambial real e aumentando a sua volatilidade, especialmente pelo modelo 2. Neste mesmo modelo, a variável de Tamanho de
Governo apresenta significância estatística negativa para a redução da volatilidade
da taxa de câmbio.
3.3.2. Modelo EGARCH
A estimação por intermédio de um modelo GARCH pode apresentar algumas deficiências, como as citadas por Leblang e Bernhard (2006). Neste trabalho, os autores observam que para dados de séries financeiras, especialmente os de alta freqüência, a modelagem GARCH apresenta dois problemas principais. O primeiro deles diz respeito à forma de tratamento de choque e inovações. Os modelos GARCH tratam choques positivos e negativos da mesma forma, ou seja, simetricamente. Os autores argumentam que em modelos que contém agentes avessos ao risco, estes reagem de maneira totalmente diferente a boas e más notícias do mercado.
Nesta mesma linha, Plaga (2008) investiga a questão das intervenções do
Banco Central sobre o mercado cambial e cita diversos trabalhos13 os quais
permitem a estimação por modelo EGARCH para a volatilidade condicional da taxa de câmbio. Neste caso o modelo estimado no trabalho é o EGARCH (1,1).
O modelo EGARCH desenvolvido por Nelson (1991) e que será utilizado aqui incorpora o impacto de fatos positivos e negativos sobre a volatilidade. Com relação ao modelo EGARCH, Leblang e Bernhard (2006) formalizaram o modelo EGARCH
(1,1) como14:
13 Ver mais em: Kim, Kortian e Sheen (2000) que analisaram o caso australiano, Domaç e Mendonza
(2002) para o caso turco e mexicano e, Araújo (2004) para o caso brasileiro.
14 Usando o operador E para denotar a esperança condicional e
t
z para representar a inovação
padronizada (εt σt). Leblang e Bernhard (2006) trabalharam com essa especificação porque
) ln( )) ( ( ) ln( 2 1 1 1 1 2 − − − − + − + + = t t t t t ω αz γ z E z β σ σ em que ωé a constante; 2 1 − t
σ é o termo GARCH; αzt−1é o componente ARCH
assimétrico e ( −1 − ( −1)é o componente ARCH simétrico.
Considerando primeiro o termo simétrico da inovação ( −1 − ( −1),percebe-
se que este componente mede os desvios na inovação entre o realizado e o esperado. Esse desenho captura como as inovações não esperadas afetam a variância condicionada. Se esse efeito, medido por γ, é maior que zero, então os choques passados tem um positivo impacto sobre a variância condicional no tempo
t. O termo assimétrico (αzt−1) captura o efeito padronizado da inovação.
Tabela 26.Efeito do momento eleitoral sobre a taxa de câmbio utilizando o modelo EGARCH
Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 Modelo 4 Modelo 5 Modelo 6
Eleições 1998 - Bienen 0,021782 -0,002475 -0,004265 (0,015716) (0,003151) (0,006191) Eleições 2002 - Bienen -0,024523 -0,026946** -0,031962* (0,015035) (0,011981) (0,017199) Eleições 2006 - Bienen -0,008375 -0,01351*** -0,01869** (0,008132) (0,003389) (0,007364) Eleições 1998 - Alesina 0,008848*** 0,00538*** 0,005752*** (0,002114) (0,001139) (0,001245) Eleições 2002 - Alesina -0,003192 0,10136*** 0,090526*** (0,046528) (0,021454) (0,023093) Eleições 2006 - Alesina -0,027768** 0,017761 0,049383 (0,012889) (0,041255) (0,043246) Propaganda 1998 0,016677*** 0,018125*** 0,016828*** 0,018083*** (0,001889) (0,001084) (0,000923) (0,001272) Propaganda 2002 -0,045312 -0,070741*** -0,179694*** -0,140968*** (0,075175) (0,014989) (0,038244) (0,047721) Propaganda 2006 -0,007243 -0,006294*** -0,021211 -0,050005 (0,009117) (0,001152) (0,040794) (0,042666) Grau de Abertura -0,000708 0,004988 0,008254** 0,005538* 0,017354*** 0,023749*** (0,006397) (0,003391) (0,003468) (0,003369) (0,0031) (0,001272)
Juros Norte Americanos -0,033712 -0,015735 0,017578 0,06698* -0,105729*** -0,13721***
(0,03207) (0,030644) (0,035944) (0,036021) (0,024352) (0,00608) Termos de Troca 0,014497 0,029149 0,025436 0,013279 0,112972*** 0,123113*** (0,02676) (0,02861) (0,03559) (0,041917) (0,018374) (0,001803) Tamanho de Governo -0,026526 0,000664 0,002809 0,011362 0,043088 0,120104*** (0,019283) (0,030682) (0,038076) (0,030721) (0,0325) (0,026329) Regime -0,004104 -0,013253*** -0,010176* -0,006185* -0,013811** -0,006453 (0,004164) (0,004741) (0,005377) (0,003528) (0,005513) (0,004388) AR(1) 0,121524 0,090761*** 0,135959*** 0,07992*** 0,106117*** 0,044433 (0,07867) (0,009803) (0,047684) (0,010967) (0,010797) (0,06677) Constante 0,001726*** 0,000696 0,001405 0,000391 0,000773 0,000232 (0,000611) (0,001087) (0,001224) (0,001337) (0,001164) (0,001348) Eleições 1998 - Bienen 2,935413** -0,6157 2,121711*** (1,170133) (0,789665) (0,737382) Eleições 2002 - Bienen -0,8916 -2,898808*** -0,648328 (0,544143) (0,789916) (0,704925) Eleições 2006 - Bienen -1,770267*** -11,18599*** -1,448087 (0,598594) (1,201448) (0,98622) Eleições 1998 - Alesina -0,11391 -5,100899** -11,98765*** (0,411103) (2,198937) (0,928362) Eleições 2002 - Alesina 2,44334** -0,595105 -0,133943 (1,104217) (0,587323) (0,457476) Eleições 2006 - Alesina 0,582549 0,945463** 1,216195** (0,382094) (0,428527) (0,555287) Propaganda 1998 -0,967366* -6,295434*** 5,633959*** 11,78311*** (0,581545) (0,847781) (1,608271) (1,415776) Propaganda 2002 3,080137*** 3,200293*** 2,582819* 2,698584*** (0,574426) (0,963685) (1,574428) (0,871876) Propaganda 2006 -2,404789*** -5,463497*** -2,380384*** -4,028284*** (0,687614) (1,112623) (0,704522) (0,784309) Grau de Abertura 1,861579 3,537978* 4,234018*** 4,558978*** 6,012222*** 5,337008*** (1,632249) (2,049135) (1,413173) (0,870191) (1,900559) (1,598767)
Juros Norte Americanos -3,149222 -4,715777* -4,862604*** -6,684875*** -5,597769* -6,509702***
(2,255245) (2,47036) (1,618996) (1,611777) (3,17122) (1,996282) Termos de Troca -9,399404* -12,08006** 0,639214 5,59555** -17,29813** -5,180935 (5,046508) (5,527874) (4,674444) (2,484327) (6,838957) (5,109764) Tamanho de Governo 8,408782 -46,14537*** -87,46586*** -67,04184*** -34,97093** -32,94548*** (9,423928) (13,36841) (11,96209) (11,94738) (16,5438) (8,064177) Regime 2,536451** 4,247112** 5,460662*** 6,056614*** 3,76178** 3,918015*** (1,139663) (1,848983) (1,128693) (0,599363) (1,854236) (0,624995) γ 0,939095*** -0,737766 0,100498 0,086838 -0,465634 -0,15021 (0,218765) (0,47452) (0,218875) (0,153628) (0,51865) (0,235808) αzt-1 -0,142489 -0,448943** -0,128324 0,096627 -0,397438 -0,274713* (0,157623) (0,196655) (0,142748) (0,101973) (0,29556) (0,154336) EGARCH(1) 0,349673 -0,047803 -0,306936 -0,638769*** 0,079654 -0,055206 (0,227106) (0,449105) (0,187901) (0,036882) (0,4541) (0,116256) Constante -7,316528*** -10,16997** -13,37772*** -16,14878*** -9,068165** -10,57145*** (2,470433) (4,248673) (2,060854) (0,758453) (4,163451) (1,338044) AIC -4.199007 -4.22503 -4.272129 -4.507995 -4.319235 -4.569741 SIC -3.736749 -3.762772 -3.809871 -3.919667 -3.730907 -3.855343 Equação da Variância Equação da Média
Nota: *** Significante à 1%; ** Significante à 5%; * Significante à 10%. O número entre parêntesis é o p-valor
Os resultados encontrados para as estimações dos modelos EGARCH, fornecem interpretações sobre variáveis que não tinham sido comentadas até então, pois não apresentaram significância estatística.
Como características gerais dos modelos estimados, a variável Regime apresentou significância estatística e sinal positivo para a equação da média, assim como o sinal negativo para a equação da variância. Neste caso, esta variável indica que para a média da taxa de câmbio real, existe uma pressão para a apreciação cambial, enquanto que o sinal positivo para a equação da variância representa um aumento da volatilidade para a taxa de câmbio. A intuição deste resultado torna-se clara, pois a taxa de câmbio flexível é mais propensa a uma maior variabilidade em seus valores, do que o regime cambial administrado vigente até o começo de 1999.
Com relação aos modelos estimados, as variáveis políticas apresentaram um padrão consistente com os seus sinais. Para a equação da média, as variáveis estimadas de acordo com o conceito de eleições proposto por Bienen e Van de Walle (1991), para os anos eleitorais de 2002 e 2006, possuem sinal negativo e significante para os modelos 4 e 6 estimados. Neste caso, a interpretação é a mesma dos modelos estimados anteriormente, isto é, no período posterior à eleição ocorre uma depreciação real da taxa de câmbio, o que pode indicar que o governo não utilizou deste instrumento de forma a obter vantagens eleitorais.
Diferentemente de Lobo e Tufte (1998) e Leblang e Bernhard (2006), a contribuição que este trabalho proporciona com estas estimações é que, neste caso, existe uma influência sobre a equação da média e que interfere no comportamento da taxa de câmbio. Tais resultados encontram-se alinhados com o trabalho de Cermeño, Grier e Grier (2009), onde os autores encontram evidências de que os governos adiam a depreciação cambial para após as eleições, tal como os resultados destas estimações sugerem.
Com relação à equação da variância, as variáveis de Eleições 1998 – Bienen e Eleições 2006 – Bienen apresentam significância estatística para dois dos três modelos estimados. Para Eleições 1998 – Bienen, o coeficiente positivo associado a esta variável indica que no momento posterior às eleições de 1998, a variância da taxa de câmbio aumentou de forma sensível. Isso pode ter ocorrido pelo fato da mudança de regime cambial, fato este já captado pela variável Regime. Já para a
variável de Eleições 2006 – Bienen, o sinal negativo indica uma redução da volatilidade associada ao período posterior as eleições.
Com relação à variável de eleições formulada à la Alesina, Cohen e Roubini (1993), os anos eleitorais de 1998 e de 2002 apresentam sinal positivo e significante. Desta forma, em períodos anteriores à data da eleição, ocorre uma depreciação cambial real, o que gera uma perda do poder de compra aos residentes e assim o incumbente não consegue tirar vantagem deste fato. A equação da variância indica sinais positivos para as eleições de 2002 e 2006, sendo que a eleição de 1998 apresenta um sinal negativo. Para esta eleição, especificamente nos modelos 5 e 6, os resultados levam a uma interpretação de que mesmo o governo não atuando diretamente na apreciação cambial (sinais positivos para a equação da média nos modelos citados), ele pode atuar controlando a volatilidade da taxa de câmbio, fazendo com que a incerteza relacionada a esta variável se reduza e o sua sinalização de competência se eleve.
Com relação às variáveis de propaganda eleitoral, os resultados mostraram- se estatisticamente significantes para duas (1998 e 2002) das três eleições analisadas. Para a eleição de 1998, os coeficientes associados a esta variável apresentaram sinal positivo. O início da veiculação da propaganda eleitoral para o ano de 1998 pode ter levado a uma depreciação real da taxa de câmbio. Já para o ano de 2002, o resultado é exatamente o oposto, sendo que o coeficiente negativo indica que o início da propaganda eleitoral gratuita pode ter ocasionado um movimento de apreciação cambial.
Para a equação da variância, os resultados que mais chamam a atenção são das eleições de 2002 e 2006. Enquanto que na primeira a volatilidade aumentou quando do início da propaganda eleitoral, em 2006 o resultado foi exatamente o oposto, a volatilidade se reduziu. Deste modo, estes resultados podem sugerir que a variável de publicidade no ano de 2006 contribui para a redução da volatilidade associada a taxa de câmbio e, deste modo, o incumbente poderia atuar de forma a reduzir a incerteza associada a taxa de câmbio.
Em apenas um dos seis modelos estimados, o modelo 3, a variável de propaganda para 2006 tanto na equação da média como na variância apresentam os sinais que mostram que o incumbente se comporta de modo a apreciar a taxa de câmbio e, ao mesmo tempo, controlar a sua variância.
Os controles associados às estimações realizadas apresentam sinais já descritos no modelo GARCH.
De forma geral, os resultados apontados neste trabalho podem ser comparados com a literatura existente que estuda a questão da volatilidade cambial. Em Lobo e Tufte (1998), os autores encontraram evidências de que eventos relacionados às eleições (diferenças partidárias, ciclos políticos representados por uma variável dummy de ano eleitoral e uma variável que mede a proximidade das eleições norte-americanas) impactam na volatilidade cambial, porém os autores não conseguiram identificar um padrão uniforme para tais movimentos. Já em Leblang e Bernhard (2006), os autores identificaram que os eventos eleitorais ampliam a volatilidade cambial para as moedas analisadas pelos autores e no período analisado.
3.4 Considerações finais
O objetivo deste capítulo foi identificar a existência de influência do momento eleitoral sobre a política cambial. Utilizamos três variáveis representativas do momento eleitoral: variável dummy para os seis meses anteriores ao dia da eleição com proposto por Alesina, Cohen e Roubini (1993), uma variável dummy de eleição formulada tal como em Bienen e Van de Walle (1991), que corresponde ao momento da eleição e os cinco meses posteriores, e o início da transmissão da propaganda eleitoral em rádio e televisão.
A inclusão da variável de Propaganda nas estimações pode ser justificada por trabalhos que mostraram a influência da propaganda eleitoral sobre as estratégias de campanha eleitoral, como em Kaid e Holtz-Bacha (1995) e Schmitt, Carneiro e Kuschnir (1999). Desta forma, influenciando a campanha eleitoral, a propaganda eleitoral poderá influenciar na incerteza associada à eleição.
A inclusão da variável de Propaganda implica em uma contribuição pontual deste trabalho. Com esta variável, o ciclo político eleitoral se torna pré-determinado. Com o início da propaganda eleitoral nos meios de comunicação, por intermédio de uma lei eleitoral que regulamenta esta questão, se o incumbente for sensível ao início deste evento, a taxa de câmbio possivelmente pode ser afetada por este comportamento.
O estudo foi concentrado no Brasil entre os anos de 1995 e 2006 (três eleições presidenciais fixadas: 1998, 2002 e 2006) e a modelagem seguiu o instrumental de séries temporais, especificamente a estimação de modelos GARCH e EGARCH, tal como são utilizados em Leblang e Bernhard (2006) e Lobo e Tufte (1998). Além das eleições poderem afetar a sua média, supõe-se que elas podem influenciar a sua volatilidade que é uma medida de risco e também está associada aos eventos eleitorais.
A justificativa principal para a adoção destes modelos está baseada em argumentos de Lobo e Tufte (1998). A hipótese principal é a de que os agentes que investem no mercado financeiro são sensíveis às mudanças políticas com relação ao equilíbrio de forças no período eleitoral americano.
Para o modelo GARCH, a eleição de 2002 não apresentou sinais de interferência do incumbente no sentido de apreciar a taxa de câmbio real, fazendo com que os residentes do país tivessem o seu poder de compra elevado em época de eleição e, desta forma, sinalizar a competência do incumbente para a população. Isto também ocorre para o ano de 1998, especialmente para a variável estimada
Eleições 1998 – Alesina.
Para a equação da variância, a única variável que apresenta significância estatística é a Eleições 1998 – Alesina, onde o sinal desta variável pode sugerir que o incumbente na época das eleições daquele ano preocupou-se não em controlar a média da variável, mas apenas minimizar a sua volatilidade e, desta forma, sinalizar a sua competência para a sociedade.
Para o modelo GARCH estimado, os resultados são comparáveis à literatura existente. Em Lobo e Tufte (1998), os autores não encontraram um padrão claro para a equação da média. Para a amostra de moedas analisadas em relação ao dólar americano (Yen japonês, Marco alemão, Libra esterlina e Dólar canadense), a proximidade das eleições americanas não afeta a equação da média para nenhuma das moedas. Já para a equação da variância, os autores não encontram um padrão significativo para o ciclo eleitoral, porém ressaltam as diferenças partidárias entre os diferentes partidos para as diferentes moedas.
Para o modelo EGARCH, a variável Regime apresentou sinal negativo para a média e sinal positivo para a variância, devido à mudança de regime cambial para flexível, o que implicitamente aumenta a volatilidade da taxa de câmbio.
Para as variáveis políticas, o resultado encontrado com a estimação do modelo GARCH para as eleições de 1998, é também encontrado nos modelos estimados com EGARCH.
O principal resultado é a redução da variância (volatilidade) para as eleições de 1998, mesmo tendo em consideração a pressão de depreciação cambial de 1998, representado pela equação da média.
Portanto, os resultados encontrados neste trabalho podem ser descritos da seguinte forma. Independentemente da técnica de estimação utilizada, os resultados das estimações realizadas neste trabalho, principalmente com relação às eleições de 1998 e de 2002, não apresentam os sinais esperados para a teoria de ciclos políticos eleitorais, tal como ocorre em Cermeño, Grier e Grier (2009) e em outros trabalhos, onde a depreciação cambial é freqüentemente adiada para depois das eleições.
No caso analisado neste capítulo, as eleições analisadas não demonstram este resultado para a média da taxa de câmbio real. Particularmente para a eleição de 1998, se por um lado não existe a apreciação cambial no período pré-eleitoral ou mesmo a depreciação cambial no período pós-eleitoral, por outro lado, o incumbente pode ter atuado de forma a reduzir a volatilidade da taxa de câmbio, o que faz com que a incerteza associada a esta variável seja reduzida e, desta forma, os agentes avessos ao risco acabem por perceber uma sinalização de competência por parte do incumbente.
Para a equação da variância, as eleições de 1998 (estimadas de acordo com