Korelasyon Analizler

Nesse experimento, fundamental para responder à questão central desta dissertação, será analisada a quebra estrutural da taxa de crescimento do PIB, facilmente visualizada no gráfico 7, a partir do modelo de crescimento com restrição externa.

Essa questão da quebra estrutural, também, foi apontada pelo debatedor Edmar Lisboa Bacha na ocasião do seminário já citado no item anterior (conforme nota 5): “um dos problemas com o resultado é que ele não indicou quebra estrutural e não sei se isso foi testado”. Essa crítica sempre pareceu bastante consistente e, portanto, introduzir a quebra estrutural sempre foi um dos principais objetivos deste trabalho.

Primeiramente, estimou-se a função de importação para o período 1930-2004 usando Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) das variáveis em primeira diferença. Conforme foi discutido no capítulo IV, diversos testes empíricos comprovaram que não existe muita diferença na estimação em primeiras diferenças por MQO ou por Cointegração, uma vez que a lei de Thirlwall é um modelo para a taxa de crescimento e não para o nível das variáveis. A razão prática para voltar-se à estimação por MQO é que neste método se conseguirá introduzir mais claramente a quebra estrutural nas elasticidades renda através de dummies de declividade. Embora existam métodos de se introduzir uma quebra estrutural no Vetor de Cointegração através, por exemplo, de tendências associadas com dummies (ver capítulo 4), ou divisão das séries, esses métodos, ou não captam exatamente alterações nas elasticidades renda, ou não são possíveis para quebras estruturais no final da série, como é o caso dos anos 90. Por outro lado, a introdução de dummies de declividade diretamente no vetor de cointegração não é um procedimento correto, pois altera a função de distribuição, como coloca Seo (1995). Assim, para contornar esses problemas e como as evidências empíricas apontam que não existe uma grande perda em estimar por MQO, recorrer-se-á a esse método.

Dessa forma, quando se estimou a equação de demanda por importações (1) em primeira diferença por MQO foi obtido o seguinte resultado, reportado no ANEXO 5:

(97) mt=1,37yt−0,25er

em que: mt,yt e er são as variáveis importações, renda real e câmbio real em primeira diferença e os parâmetros estimados são as elasticidades renda e preço das importações.

A elasticidade renda das importações que se obteve foi razoavelmente próxima da obtida por cointegração (cerca de 1,20). O coeficiente do câmbio real se mostrou não significante a 5% quando se utilizou o estimador robusto na presença de heterocedasticidade, mesmo resultado da cointegração. Esses resultados confirmam a constatação de McCombie (1997) e Bairam (1993) sobre a validade dos testes da Lei de Thirlwall pelo método de MQO na primeira diferença. Ainda assim, o instrumental de cointegração foi bastante útil para analisar as variáveis de ajuste nos experimentos anteriores.

Com base nessa estimação da função demanda de importações em primeira diferença, foram feitas diversas tentativas de incluir uma quebra estrutural nas elasticidades renda e preço das importações. Essas tentativas foram embasadas na historiografia feita no primeiro capítulo. Ou seja, tentou-se colocar a quebra estrutural nas elasticidades nos anos 80 (pós 1982), a partir da primeira redução brusca de tarifas (1987), a partir da intensificação da abertura (1990) e, finalmente, a partir de 1994 quando todos os elementos do “Novo Modelo Econômico”, ou seja, estabilidade, abertura econômica e da conta capital e desregulamentação da economia já vigoravam.

Conforme pode ser visto no ANEXO 5, a elasticidade renda das importações apresentou uma quebra estrutural significante nos anos 90 (a partir de 1994). Note que, quando a quebra é introduzida nos anos 80, ela se torna não significante. Já a elasticidade preço das importações apresenta uma quebra estrutural nos anos 80.

Estimando a função demanda de importações considerando as quebras estruturais, obteve-se o seguinte resultado:

Tabela 21 - Função de Importação com Quebra Estrutural

Dependent Variable: D(LM) Method: Least Squares Date: 11/23/05 Time: 03:57 Sample(adjusted): 1931 2004

Included observations: 74 after adjusting endpoints

White Heteroskedasticity-Consistent Standard Errors & Covariance

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

D(LYR) 1.212403 0.356783 3.398150 0.0011

D(LER) -0.520722 0.159969 -3.255146 0.0017

D(LYR)*DU2 3.242992 1.008529 3.215567 0.0020

D(LER)*DU3 0.378484 0.191795 1.973376 0.0524

R-squared 0.273708 Mean dependent var 0.042616 Adjusted R-squared 0.242581 S.D. dependent var 0.206870 S.E. of regression 0.180039 Akaike info criterion -0.538750 Sum squared resid 2.268978 Schwarz criterion -0.414206 Log likelihood 23.93377 Durbin-Watson stat 1.711048

Entre 1930 e 1993, a estimação da função de importação reportou o seguinte resultado como se pode visualizar no ANEXO 5:

(98) mt=1,22yt−0,34er

Assim, serão utilizadas as seguintes elasticidades para prosseguir o experimento: Importações 1930 -93 1994- 04

Elast Renda 1,22 4,46

Elast Preço -0,34 -0,14

Com base nessas estimativas, será re-calculada a taxa de crescimento compatível com o equilíbrio do balanço de pagamentos para os períodos 1930-93 e 1994-2004, com base nos cinco modelos reportados no experimento I. Os resultados foram os seguintes:

Tabela 22 - Resultados Lei Thirlwall para Brasil – Quebra Estrutural

Mod 1 Mod 2 Mod 3 Mod 4 Mod 5 Real

1931-93 4,2% 3,5% 3,8% 4,5% 4,4% 5,5%

1994-2004 1,2% 2,9% 2,8% 1,1% 1,3% 2,7%

Note-se que, para o período 1931-1993, os modelos que não consideram os termos de troca se ajustam melhor. Isso muito provavelmente ocorre porque, na década de 80, a alta inflação prejudica o cálculo do câmbio real, distorcendo um pouco o modelo. O modelo 4, que inclui o componente financeiro e não os termos de troca, é o modelo que mais se aproxima da taxa real, 4,5% contra 5,5% da taxa real.

Já para o período 1994-2004, o ajustamento é melhor. O modelo cuja taxa de crescimento compatível com o equilíbrio do Balanço de Pagamentos mais se aproxima da taxa real é o modelo 3 que inclui o componente financeiro e os termos de troca. Esse modelo prevê um crescimento de 2,8% contra 2,7% da taxa real.

A conclusão fundamental é que, em suas diversas especificações, os modelos de crescimento com restrição externa, explicam, através de um equilíbrio mais perverso do Balanço de Pagamentos, a perda de dinamismo na taxa de crescimento do PIB brasileiro.

Agora, resta serem identificados os componentes do Balanço de Pagamentos responsáveis por este equilíbrio mais perverso. Para decompor a taxa de crescimento compatível com o equilíbrio do BP em seus diversos componentes, utilizar-se-á a equação (11) abaixo, que corresponde ao modelo 3 do experimento I, e serem analisados os resultados

(99) π θ θ θ ϕ θ1 +(1+ )(pd-e-pf)− 2r +(1- 1+ 2)f = x yb

O resultado que obtidos foi o seguinte:

Tabela 23 - Contribuição dos Componentes do BP no Crescimento

Mod 3 Exp T troca Financ Serviço Dív Capitais Real

1931-93 3,8% 7,0% -0,7% -2,5% -2,5% 0,00% 5,5% 1994-2004 2,8% 1,3% 1,7% -0,2% -0,3% 0,02% 2,7%

Com base nos resultados acima, torna-se claro que a quebra estrutural dos anos 90 ocorreu no lado real, ou seja, na razão de elasticidades. O componente das exportações sobre a elasticidade renda das importações ponderada pelo desequilíbrio inicial contribuiu para um crescimento de 7% entre 1931-93 e 1,3% entre 1994-2004, explicando a brutal perda de dinamismo do PIB.

A primeira crítica que se poderia fazer em relação a esse resultado é que a perda de dinamismo do PIB se iniciou nos anos 80, enquanto a quebra estrutural do modelo só ocorreu nos anos 90. A resposta a essa questão é que, nos anos 80, não houve quebra estrutural dos parâmetros da relação de longo prazo da Lei de Thirlwall, ou seja, das elasticidades renda. Claramente, o que ocorreu é que o equilíbrio externo se tornou mais perverso nesse período devido a uma queda de 4% no fluxo de capitais (1982-1993) e a uma apreciação de 4% na taxa de câmbio real. Já nos anos 90, a implementação do

Novo Modelo Econômico, adotado em reação à crise dos anos 80 como foi colocado no capítulo I, alterou os parâmetros estruturais de longo prazo, fazendo com que o equilíbrio externo, agora, ocorra a uma taxa de crescimento da renda interna mais baixa.6

Assim pode-se dizer que o modelo de crescimento com restrição externa oferece um bom instrumental para entender a quebra estrutural da economia brasileira.