A diferença deste modelo em relação ao modelo principal está na exclusão da variável taxa de câmbio do modelo e a exclusão do PIB na equação da taxa de juros. Assim, o modelo alternativo estimado é o seguinte:
(11.d) �∆�� = �∆�� (12.d) �∆� = �∆� (13.d) �∆� = �∆�
(14.d) �∆� = �∆� + �∆�+ �∆� (15.d) �∆ = �∆�+ �∆
(16.d) �∆� = �∆�+ �∆� (17.d) �∆� = �∆�+ �∆�
(18.d) �∆� = �∆� + �∆�+ �∆ + �∆�+ �∆�+ �∆�
O resultado do modelo alternativo é apresentado na tabela 6 a seguir.
Tabela 6 – Modelo VAR estrutural estimado - alternativo.
u∆Y = -0,010 u∆r + 0,104 u∆G (0,012) (0,037) [-0,838] [2,833] u∆T = -0,846 u∆Y (0,384) [-2,206] u∆ π = 0,850 u∆ Y (0,760) [1,119] u∆i = 0,041 u∆ π (0,021) [1,966] u∆B = 0,153 u∆G + 0,986 u∆Y - 0,068 u∆T - 0,031 u∆ π - 0,670 u∆i (0,027) (0,104) (0,035) (0,018) (0,122) [5,635] [9,461] [-1,946] [-1,692] [-5,513]
Nota: os valores entre parenteses () são os desvios padrão e entre colchetes [] são a estatística do teste
Os resultados apresentam uma pequena melhora nos sinais dos coeficientes.
O sinal do coeficiente do produto interno bruto, , na equação da receita líquida (15.d), continuou a apresentar o resultado negativo. Ao contrário do esperado que um aumento do PIB leva a um aumento da receita líquida do governo.
Na equação da dívida pública (18.d), nosso foco neste estudo, ainda se teve o sinal divergente da teoria econômica para os coeficiente do produto interno bruto ( ) e da taxa de juros ( ).
Os demais coeficientes do modelo alternativo ficaram de acordo com o esperado pela teoria econômica.
Desta forma, para a equação da dívida pública obteve-se que um aumento de 1% na despesa do governo leva a um aumento de 0,153 % na razão dívida/PIB. E um aumento de 1% na receita líquida do governo e taxa de inflação levam a uma redução da razão dívida/PIB de 0,068% e 0,031% respectivamente.
No entanto os coeficientes da despesa do governo ( ) na equação do produto interno bruto (14.d), o coeficiente do PIB ( ) na equação da taxa de inflação e o coeficiente da taxa de inflação ( ) na equação da dívida pública (18.d) não são significativos a 10% de significância.
Como tanto os modelos principal e alternativo D não tiveram uma boa aderência à teoria econômica, seus resultados são questionáveis.
Podem existir diversos fatores que estão influenciando as variáveis e de alguma forma contribuindo para estes resultados. Pois o Brasil passou por grandes mudanças durante esse período analisado.
Conforme mostrado na figura 1, tanto a taxa de inflação quanto a taxa de juros tiveram uma queda significativa e também a moeda brasileira sofreu uma grande valorização até meados de 2014. Essa queda significativa pode ser consequência da política fiscal e monetária adotada pelo governo brasileiro a partir de 1999 com a adoção do sistema de metas de resultado primário e de taxa de inflação.
Após a adoção dessas políticas e da percepção do mercado de que realmente havia um comprometimento com as mesmas, o Brasil obteve pela primeira vez, em 2008, o título grau de investimento pelas agências internacionais de classificação de risco Fitch Ratings e Standard & Poors. Este título de grau de investimento pode ser um dos fatores que influenciaram positivamente a taxa de juros e taxa de inflação reduzindo-as significativamente durante a maior parte do período analisado. Além de valorizar a moeda doméstica com grande entrada de capital estrangeiro no país. Entretanto, no fim de 2015 essas mesmas agências rebaixaram a nota de crédito do Brasil retirando este título.
Além desses fatores, houve também uma mudança na estrutura da dívida pública brasileira ao longo dos últimos anos. Na figura 2, no apêndice, tem-se a composição do estoque da dívida pública brasileira em % de participação. A intensidade que essas variáveis econômicas afetam a dinâmica da dívida pública também depende de sua composição
Pode-se observar que desde 2003 até 2015 a participação no estoque da dívida pública brasileira de títulos indexados ao câmbio teve uma redução significativa de 32,4% para 5,3%, isto faz com que as variações cambiais tenham um impacto menor sobre a dinâmica da dívida.
Os títulos indexados à taxa Selic também apresentaram uma diminuição relevante de 45,5% para 22,8% de participação. Essa redução da participação dos títulos indexados a taxa de juros Selic pode ter contribuído para que a taxa de juros fosse reduzida ao longo do tempo, estimulando o investimento e consequentemente o crescimento do PIB.
Os títulos públicos pré-fixados e indexados a índices de preços apresentaram aumento saindo respectivamente de 9,5% e 10,3% para 39,4% e 32,5%, sendo atualmente sua soma acima de 70% de participação do estoque da dívida. Os juros pré-fixados dão uma maior previsibilidade sobre os juros futuros a serem pagos, facilitando uma melhor gestão da dívida e dos gastos do governo. E os juros indexados a índice de preços também tendem a gerar efeitos menores sobre o estoque da dívida, uma vez que a receita tende a acompanhar ou exceder a variação da inflação em períodos de crescimento nulo ou positivo.
Além desta mudança na composição do estoque da dívida pública brasileira, sua maturidade média também foi alongada neste período, saindo de 3,3 anos em 2003 para 4,6 anos em 2015, veja figura 3 no apêndice. Esta alteração de perfil da dívida pública também pode ser um fator relevante a sua dinâmica.
Enfim, essas mudanças na forma de condução da política fiscal e monetária, além do grau de investimento, composição da estrutura da dívida e sua maturidade podem ter influenciado os sinais do modelo e prejudicando, de alguma maneira, seu resultado final.
6 CONCLUSÃO
O presente trabalho teve por objetivo aplicar o modelo de Apergis e Cooray (2015) para o caso brasileiro no período de 2003 a 2015. Embora existam vários estudos sobre a dívida pública brasileira, não foi encontrado na literatura existente nenhum modelo com uma especificação similar a esta, ou que leve em consideração todas as variáveis incluídas neste modelo.
Entretanto, não foi possível ser aplicado o modelo de referência devido ao problema de matriz singular encontrado. Uma possível razão para o modelo não ter convergido seria o tamanho pequeno da amostra, ou ainda, a estrutura do modelo de referência ser uma estrutura muito pesada para o Brasil.
Para tentar solucionar esta questão da matriz singular, buscou-se adaptar o modelo com uma estrutura mais enxuta, mas sem perder a essência do modelo de referência. Desta forma, reespecificou-se o modelo principal e mais outros cinco modelos alternativos.
Contudo, os resultados obtidos nestes modelos ainda não satisfizeram os resultados esperados para os coeficientes de acordo com a teoria econômica.
Esses resultados podem ter tido essa inversão de sinais devido aos grandes choques que ocorreram na economia brasileira durante esse período. Tais como, a adoção de metas de inflação e fiscal, obtenção do grau de investimento, mudança na composição da estrutura e maturidade da dívida pública.
Consequentemente, não é conclusivo afirmar a partir desta abordagem analisada que a dívida pública do Brasil é sustentável no longo prazo. É necessário que o modelo seja adaptado de forma a capturar essas mudanças que ocorreram na economia brasileira e na estrutura da dívida neste período para que se obtenha um resultado plausível para o modelo.
Em razão disso, sugere-se novos estudos para o aperfeiçoamento do modelo visando aprimorá-lo, a fim de se obter resultados mais consistentes e mais próximo aos resultados do modelo de referência.
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