YÖNETĐMĐN GELĐŞTĐRĐLME ÇALIŞMALARI ESNASINDA MERKEZĐ BĐR BĐRĐMĐN YARDIM VE

Da mesma forma que no PAEG, as equações IS e LM são estimadas em logaritmo e por meio do MQ2E (Mínimos Quadrados em Dois Estágios) considerando

para a estimação da IS o consumo das famílias, o consumo do governo, o investimento e a arrecadação como variáveis pré-determinadas.

t t r y IS: ₀ ₁ (9) 1 133 . 1 653 . 13 Lnr LnRD  R2 = 0.57



57.7





4.3



d = 1.40 (dL = 1.00; dU = 1.34)

O modelo estimado atende aos pressupostos teóricos macroeconômicos. Na estimação, a taxa de juros apresenta sinal negativo, indicando uma relação inversa desta variável com a renda.

De acordo com a avaliação econométrica, o modelo não possui autocorrelação dado que a estatística de Durbin Watson é igual a 1,40 e também é homoscedástico, possuindo uma probabilidade de 0,13 de aceitar essa hipótese. O erro possui distribuição normal com 80% de aceitação de acordo com o teste de Jarque-Bera. Observa-se que, de acordo com a avaliação estatística, o modelo é aceitável. O teste t- student mostra que os parâmetros são estatisticamente significativos. O coeficiente de ajustamento global mostra que 57% das variações na renda disponível são explicadas por variações na taxa de juros, nos gastos do governo, no consumo das famílias, no investimento e na arrecadação, apresentando um bom ajustamento.

A elasticidade da curva IS é de -1,13, isto é, para cada variação em um ponto percentual na taxa de juros, a renda disponível terá uma variação percentual e negativa de 1,13%. Isso comprova que a curva IS é elástica, ou seja, pouco inclinada, e a demanda por investimentos é muito sensível a variações na taxa de juros, ou seja, é preciso apenas uma pequena variação nos juros para provocar uma variação na renda.

Passando à estimação da LM, tem-se:

m r y LM: _t ₀ _{1 t} ₂ (13) 1 726 . 0 1 119 . 1 LnM Lnr LnRD  R2 = 0.65



68.7





3.84



d = 1.32 (dL = 0.86; dU = 1.56)

O modelo estimado considera o consumo do governo e a taxa de juros como variáveis pré-determinadas. Inicialmente, a estimação apresentou-se incoerente com a teoria macroeconômica. O sinal correspondente à taxa de juros mostrava-se negativo, o que contradiz com os pressupostos teóricos em que apresenta na equação LM, uma relação positiva entre a renda e a taxa de juros para manter o equilíbrio no mercado

monetário. Para corrigir o sinal da taxa de juros, o intercepto foi excluído da estimação. O modelo corrigido não evidencia autocorrelação de acordo com o teste de Breusch – Godfrey (LM) já que a estatística (d) caiu na região inconclusiva da régua de Durbin Watson. A estimação apresenta-se homoscedástica com 27% de aceitação. O erro possui distribuição normal com 97% de probabilidade de aceitar essa hipótese de acordo com o teste de Jarque-Bera. A partir dos testes t-student e teste F respectivamente, os parâmetros são estatisticamente significativos e o modelo existe. O coeficiente de ajustamento global mostra que 65% das variações na Renda Disponível são explicadas por variações na taxa de juros, na base monetária e nos gastos do governo.

A avaliação econômica do modelo mostra que, de acordo com a elasticidade, para cada variação de um ponto percentual na taxa de juros, a renda disponível varia positivamente em 0,73% indicando que a curva LM é elástica, isto é, pouco inclinada. Tal fato mostra que a demanda de moeda é sensível aos juros. O exercício de simulação gráfica pode ser verificado através da figura 5.2.

Figura 5.2: Inclinação das Curvas IS e LM para o Plano Real

Observa-se que ambas as curvas possuem inclinações elásticas. Porém, a curva IS é mais elástica do que a curva LM. A configuração gráfica sugere resultados esperados teoricamente, ou seja, que a política fiscal tem pouco impacto sobre o desempenho da economia brasileira. Por outro lado, com a disposição gráfica, a política monetária, desloca a LM apresentando-se mais eficiente no desempenho da variável Renda (Y).

Em resumo, pode-se concluir que, os resultados obtidos através da regressão do modelo IS-LM para a economia brasileira nos dois períodos observados – PAEG e REAL –corroboram as hipóteses admitidas.

O resultado encontrado para o PAEG é compatível com a informação de Lara Resende (1990), em que se propõe a relativa eficácia da política fiscal adotada no Plano com relação à política monetária. Nesse período, os déficits do governo foram reduzidos proporcionando um melhor desempenho da economia. Por outro lado, a política monetária não obteve o mesmo desempenho. Dessa forma, a aplicação econométrica resulta em curvas inelásticas, sendo a curva IS mais inclinada que a curva LM indicando que a demanda por investimentos, nesse caso, é pouco sensível a variações na taxa de juros. Mesmo apresentando curvas inelásticas, percebe-se a eficácia da política fiscal nesse plano quanto ao maior efeito sobre a renda enquanto que a política monetária produz efeito insignificante sobre essa variável.

Na estimação realizada para o período do Plano Real, os resultados esperados, os quais propunham uma política monetária mais eficaz do que a política fiscal, também foram alcançados. Os estudos para o período confirmam tal hipótese já que o ajuste fiscal não foi conquistado e a política monetária de manutenção de elevadas taxas de juros conseguiu garantir o sucesso do plano. Giambiagi (2005) chega à conclusão de que a política fiscal foi, em grande parte, abandonada e a manutenção do plano foi garantida graças ao rigor da política monetária. A estimação econométrica mostra que as curvas IS e LM são elásticas, indicando que os investimentos e a demanda por moeda são muito sensíveis a variações na taxa de juros. Porém, a curva IS é menos inclinada do que a LM confirmando a hipótese da relativa eficácia da política monetária, por produzir um maior impacto sobre a variável renda, em relação à política fiscal admitidas pelo Plano.

6 CONSIDERAÇÕES FINAIS

O objetivo do presente trabalho foi comparar os planos de estabilização econômica, PAEG e Real, através da estimação do Modelo IS–LM utilizando o instrumental econométrico de Equações Simultâneas por meio do MQ2E. A partir desse exercício empírico, foi possível mensurar e comparar as elasticidades das curvas IS e LM bem como analisar a eficácia das políticas monetária e fiscal nos dois períodos estudados.

Como visto, o modelo teórico IS–LM representa os valores da taxa de juros e do nível de renda que equilibram simultaneamente o mercado de bens e o mercado monetário. Esse modelo é construído a partir da introdução de um conjunto de equações em que suas variáveis dependentes são determinadas simultaneamente entre si. Considerando esse fato, o estudo teve como base o modelo de Equações Simultâneas. Para que não houvesse problema de obtenção de parâmetros ineficientes, a estimação foi realizada através da utilização do MQ2E o qual elimina a possibilidade de correlação da variável explicativa com o termo de erro estocástico.

O critério de escolha dos períodos de análise para a realização do exercício econométrico esteve ligado à importância dos planos econômicos PAEG e Real quanto ao seu bom desempenho no controle da inflação. Enquanto o PAEG optou por uma estratégia gradualista de controle inflacionário, o Real preferiu seguir uma alternativa mais ousada estabilizando rapidamente a inflação.

Dentre as políticas econômicas adotadas no PAEG, a política fiscal obteve maior êxito com relação à política monetária segundo Lara Resende (1990). Os déficits do governo foram reduzidos proporcionando um melhor desempenho da economia. Vale destacar a importância da política salarial no programa de estabilização do PAEG. De acordo com esse autor, a adoção de uma política salarial restritiva com reajustes a uma média cada vez inferior, se constitui numa medida eficiente de estabilização de preços.

Em contraste com o PAEG, onde a política fiscal realmente funcionou, o Plano Real não conseguiu reduzir os déficits governamentais mesmo com o ajustamento fiscal. Giambiagi (2005) acredita que a política fiscal foi deixada um pouco de lado, atribuindo-se, em grande parte, à política monetária o mérito pelo sucesso do Plano Real. Outro destaque do plano foi a adoção da âncora cambial que mantinha o câmbio valorizado como instrumento de contenção de choques inflacionários e de perda de

reservas. Porém a manutenção do câmbio valorizado provocou uma pressão sobre a balança comercial explicado pelo aumento nas importações. Em 1999, ocorreu a crise cambial e o câmbio passou a flutuar livremente.

A partir do exercício econométrico efetuado, os resultados encontrados confirmaram as hipóteses admitidas por Resende (1990) e Giambiagi (2005) no contexto histórico da economia brasileira.

A hipótese defendida por Resende (1990,) de que a política fiscal adotada no PAEG foi mais eficaz do que a política monetária, se confirmou através do exercício empírico. Os resultados mostram que as curvas IS e LM possuem inclinações inelásticas, isto é, a partir da análise da curva IS, para cada variação em um ponto percentual na taxa de juros, a renda disponível varia negativamente em 0,02%. A análise da curva LM mostra que, para cada variação em um ponto percentual na taxa de juros, a renda disponível varia positivamente em 0,25%. Tais configurações indicaram que a curva IS é mais inelástica que a curva LM promovendo maior impacto sobre a renda, enquanto que uma política monetária não produz efeito significativo sobre essa variável. No estudo do Plano Real, Giambiagi (2005) defende que a política monetária obteve maior desempenho do que a fiscal admitindo certa ausência dessa última atribuindo à política monetária o credito pelo sucesso do plano. O modelo estimado para esse período, diferentemente do PAEG, resultou em curvas IS e LM elásticas. De acordo com a teoria macroeconômica, isso ocorre porque tanto o investimento quanto a demanda por moeda foram mais sensíveis a variações na taxa de juros nesse caso. A curva IS mostra que, para cada variação em um ponto percentual na taxa de juros, a renda disponível varia negativamente em 1,13%. Já no caso na curva LM, dada uma variação em um ponto percentual na taxa de juros, a renda disponível varia positivamente em 0,73%. As elasticidades das curvas demonstraram que a curva IS é menos inclinada do que a curva LM sugerindo que a política monetária é mais eficaz do que a política fiscal dado que um deslocamento da LM provoca um maior impacto sobre a renda.

7 REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS

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GIAMBIAGI, F.Do déficit de metas às metas de déficit: a política fiscal do governo Fernando Henrique Cardoso - 1995/2002. Textos para discussão do BNDES. Rio de Janeiro: BNDES, 2002.

GREMAUD, A. P.; VASCONCELLOS, M. A. S.; TONETO JÚNIOR, R. Economia brasileira contemporânea. São Paulo: Editora Atlas, 2002. 4. ed.

GUJARATI, D.N. Econometria Básica. Rio de Janeiro: Elsevier, 2006. 4. ed.

HERMANN, J. Reformas, endividamento externo e o “milagre econômico” (1964- 1973). In: GIAMBIAGI, F.; VILLELA, André. (Org.). Economia brasileira contemporânea (1945-2004). Rio de Janeiro: Campus, 2005.

IPEADATA. Dados macroeconômicos. Disponível em < http://www.ipeadata.gov.br >. Acesso em 25 Fev. 2008.

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MANKIW, N. G. Macroeconomia. Rio de Janeiro: LTC, 2003. 5. ed.

PASTORE, A. C.; PINOTTI, M. C. O Paeg e as políticas econômicas dos anos 1960 e 1970. In: MOURA, Alkimar R. (Org.). Paeg e Real: dois planos de estabilização que mudaram a economia brasileira. Rio de Janeiro: FGV, 2007.

RESENDE, A. L. Estabilização e reforma: 1964-1967. In: ABREU, M. P. (Org.). A ordem do progresso: cem anos de política economia republicana – 1889-1989. Rio de Janeiro: Campus, 1990.

SILVA, C. C. Estudo do comportamento das variáveis macroeconômicas utilizando o modelo mundell-fleming: estimações econométricas para a economia brasileira de 1991-2002.

ANEXO

TABELA A.1.

Dados da economia brasileira no período do PAEG: Renda Nacional, Renda Disponível, Consumo das famílias, Consumo do Governo, Investimentos, Imposto, M1, Taxa de

Juros em valores reais e anuais deflacionados pelo IGP-DI (1960-1974)

Período Renda Nacional Bruta R$ milhões Renda Disponível R$ milhões* Consumo das Famílias R$ milhões Consumo do Governo R$ milhões Investimentos R$ milhões Imposto sobre o Produto R$ milhões** M1 R$ milhões Taxa de Juros (%) 1960 385606,2081 337112,57 281760,992 44747,404 61050,2487 48493,6415 69082,782 1,56 1961 411658,2864 365432,32 305262,094 47835,6 54229,6874 46225,9618 72518,0514 1,93 1962 432744,8629 384223,56 316202,397 48913,638 67704,9541 48521,2982 73670,6774 2,29 1963 448215,8414 396838,12 317406,487 53645,076 76783,5782 51377,7178 67124,1766 2,73 1964 460739,3834 403937,3 329363,364 51601,468 69428,1043 56802,0816 64852,9751 3,50 1965 475488,2322 409773,01 329757,242 51136,839 70606,183 65715,2245 76352,8943 2,77 1966 506026,0219 427479,92 358299,558 54124,34 81197,072 78546,1005 75522,2895 2,15 1967 518082,8534 442868,81 378938,767 59347,318 84719,4212 75214,0442 80101,6326 2,45 1968 581072,5061 484717,53 414291,831 64732,685 109441,6809 96354,98 91196,1982 2,32 1969 635647,2294 526613,63 430072,516 69817,148 122445,5347 109033,6016 100659,091 2,24 1970 682150,2507 566852,64 472103,891 77992,107 129708,0394 115297,6102 112376,546 2,26 1971 753612,8147 634619,36 527856,337 84437,754 151466,5723 118993,4588 122727,622 2,08 1972 861885,1696 726685,59 605719,8 93736,062 176929,2339 135199,5751 136786,985 1,90 1973 1108628,189 943793,12 774096,278 110791,75 227802,2055 164835,066 174296,245 1,69 1974 1254716,353 1068775,6 910707,011 118044,2 276391,2941 185940,7158 186788,984 1,88 Fonte: IPEADATA

* É obtida através da diferença entre Renda Nacional Bruta e Imposto sobre o produto. ** Utiliza-se o imposto sobre o produto como Proxy da arrecadação tributária.

TABELA A.2.

Dados da economia brasileira no período do Real: Renda Nacional, Renda Disponível, Consumo das famílias, Consumo do Governo, Investimentos, Imposto, M1, Taxa de

Juros em valores reais e anuais deflacionados pelo IGP-DI (1995-2007)

Período Renda Nacional Bruta R$ milhões Renda Disponível R$ milhões Consumo das Famílias R$ milhões Consumo do Governo R$ milhões Investimentos R$ milhões Arrecadação R$ milhões M1 R$ milhões Taxa de Juros Selic (%) 1995 159009,5781 152009,12 120805,542 40687,771 35442,10863 7675,70924 14396,6834 4,77 1996 191664,6914 183737,69 148480,368 46144,712 38738,39273 8626,923654 17831,4891 2,79 1997 213326,6723 203935,46 164784,214 50534,799 44119,76075 10159,45958 28171,3291 2,46 1998 223236,6625 212141,33 170144,614 54583,877 44879,15713 11986,21184 32499,837 2,27 1999 234934,7878 221904,55 183358,277 57497,288 44350,72054 13862,979 35594,8156 3,46 2000 286723,2319 272054,85 200298,628 59668,031 52295,72966 15485,03446 42304,3799 2,13 2001 314158,1129 297765,68 216324,762 67541,745 58047,95233 17162,62565 49741,2852 2,17 2002 356471,5294 336221,11 234069,624 78029,538 62148,20567 20788,1904 59523,6447 3,46 2003 411201,4029 388422,3 268514,195 84065,968 66242,03223 23239,93656 63244,7264 2,38 2004 470754,2492 443873,67 293207,873 94303,61 78951,64835 27163,61682 74769,349 2,22 2005 521412,9355 491188,43 326637,716 107905,81 86373,76037 30512,23654 84696,6363 1,56 2006 568587,7243 536063,82 354237,766 116492,47 96867,77207 32732,05789 97516,9455 1,49 2007 613189,834 575778,27 380773,816 117561,34 109697,8258 37411,5687 119913,668 1,58 Fonte: IPEADATA

RESULTADOS DAS ANÁLISES ECONOMÉTRICAS23 QUADRO A.1.

Estimação da IS para o período do PAEG

Dependent Variable: LOG(RD) Method: Two-Stage Least Squares Date: 04/05/08 Time: 03:08 Sample: 1960 1974

Included observations: 15

Instrument list: LOG(CF) LOG(CG) LOG(FBCF) LOG(T)

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

LOG(JUROS) -1.253615 0.418451 -2.995845 0.0103

C 15.04403 0.642271 23.42319 0.0000

R-squared 0.023565 Mean dependent var 13.13976

Adjusted R-squared -0.051546 S.D. dependent var 0.347751

S.E. of regression 0.356601 Sum squared resid 1.653139

F-statistic 8.975088 Durbin-Watson stat 0.852449

Prob(F-statistic) 0.010321

QUADRO A.2.

Correção da estimação da IS para o período do PAEG

Dependent Variable: LOG(RD) Method: Two-Stage Least Squares Date: 04/05/08 Time: 03:09 Sample (adjusted): 1963 1974

Included observations: 12 after adjustments Convergence achieved after 311 iterations

Instrument list: LOG(CF) LOG(CG) LOG(FBCF) LOG(T) Lagged dependent

variable & regressors added to instrument list

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

LOG(JUROS) -0.024442 0.079022 -0.309309 0.7661

C 2331.764 77703060 3.00E-05 1.0000

AR(1) 1.334504 0.743357 1.795239 0.1157

AR(2) 0.366640 1.406929 0.260596 0.8019

AR(3) -0.701150 0.818682 -0.856438 0.4201

R-squared 0.976518 Mean dependent var 13.22504

Adjusted R-squared 0.963100 S.D. dependent var 0.336832

S.E. of regression 0.064703 Sum squared resid 0.029306

F-statistic 72.78686 Durbin-Watson stat 1.754904

Prob(F-statistic) 0.000009

QUADRO A.3

Estimação da LM para o período do PAEG

Dependent Variable: LOG(RD) Method: Two-Stage Least Squares Date: 04/05/08 Time: 01:56 Sample: 1960 1974

Included observations: 15

Instrument list: LOG(JUROS) LOG(CG)

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

LOG(M1) 1.152552 0.046142 24.97848 0.0000

LOG(JUROS) 0.248037 0.050108 4.950053 0.0003

C -0.439313 0.585015 -0.750942 0.4672

R-squared 0.987581 Mean dependent var 13.13976

Adjusted R-squared 0.985511 S.D. dependent var 0.347751

S.E. of regression 0.041859 Sum squared resid 0.021026

F-statistic 474.6048 Durbin-Watson stat 1.241975

Prob(F-statistic) 0.000000

QUADRO B.1.

Estimação da IS para o período do Real

Dependent Variable: LOG(RD) Method: Two-Stage Least Squares Date: 04/05/08 Time: 02:19 Sample: 1995 2007

Included observations: 13

Instrument list: LOG(CF) LOG(CG) LOG(FBKF) LOG(T)

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

LOG(SELIC) -1.133169 0.257763 -4.396167 0.0011

C 13.65334 0.236517 57.72680 0.0000

R-squared 0.579725 Mean dependent var 12.66902

Adjusted R-squared 0.541519 S.D. dependent var 0.405760

S.E. of regression 0.274745 Sum squared resid 0.830333

F-statistic 19.32629 Durbin-Watson stat 1.406266

QUADRO B.2.

Estimação da LM para o período do Real

Dependent Variable: LOG(RD) Method: Two-Stage Least Squares Date: 04/05/08 Time: 02:40 Sample: 1995 2007

Included observations: 13

Instrument list: LOG(SELIC) LOG(CG)

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

LOG(M1) 1.119346 0.016274 68.78036 0.0000

LOG(SELIC) 0.726031 0.188826 3.844976 0.0027

R-squared 0.655821 Mean dependent var 12.66902

Adjusted R-squared 0.624532 S.D. dependent var 0.405760

S.E. of regression 0.248631 Sum squared resid 0.679991

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