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UNIVERSIDADE FEDERAL DA BAHIA FACULDADE DE ECONOMIA CURSO DE GRADUAÇÃO EM ECONOMIA THAIS MORENO MATTOS MEDIDAS DE MARSHALL LERNER E DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE O COMPORTAMENTO DA BALANÇA COMERCIAL BRASILEIRA DE 2000 – 2014 SALVADOR 2014
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UNIVERSIDADE FEDERAL DA BAHIA
FACULDADE DE ECONOMIA
CURSO DE GRADUAÇÃO EM ECONOMIA
THAIS MORENO MATTOS
MEDIDAS DE MARSHALL LERNER E DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE O
COMPORTAMENTO DA BALANÇA COMERCIAL BRASILEIRA DE
2000 – 2014
SALVADOR
2014
THAIS MORENO MATTOS
MEDIDAS DE MARSHALL LERNER E DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE O
COMPORTAMENTO DA BALANÇA COMERCIAL BRASILEIRA DE
2000 – 2014
Trabalho de conclusão de curso
apresentado no curso de
graduação de Ciências
Econômicas da Universidade
Federal da Bahia como
requisito parcial à obtenção do
grau de Bacharel em Ciências
Econômicas.
Área de concentração:
Economia Internacional
Orientador: Prof. Dr. Henrique
Tomé da Costa Mata
SALVADOR
2014
Ficha catalográfica elaborada por Vânia Cristina Magalhães CRB 5- 960
Mattos, Thais Moreno
M444 Medidas de Marshall Lerner e da taxa de câmbio sobre o
comportamento da balança comercial brasileira de 2000-2014./Thais
Moreno Mattos. – Salvador, 2014.
64 f. Il.; tab.; fig.
Trabalho de conclusão de curso (Graduação) – Faculdade de
Economia, Universidade Federal da Bahia, 2014.
Orientador: Prof. Dr. Henrique Tomé da Costa Mata.
1. Balança comercial. 2. Economia internacional. 3. Política
cambial. 4. Taxa de câmbio. I. Mata, Henrique Tomé da Costa. II.
Título. III. Universidade Federal da Bahia.
CDD – 332.45
THAIS MORENO MATTOS
MEDIDAS DE MARSHALL LERNER E DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE O
COMPORTAMENTO DA BALANÇA COMERCIAL BRASILEIRA DE
2000 – 2014
Trabalho de conclusão de curso apresentado ao curso de Ciências Econômicas da
Universidade Federal da Bahia como requisito parcial à obtenção do grau de Bacharel
em Ciências Econômicas.
Aprovado em 18 de dezembro de 2014.
Banca Examinadora
_________________________________________________
Prof. Dr. Henrique Tomé da Costa Mata
Faculdade de Economia da UFBA
_________________________________________________
Prof. Dr. Lívio Andrade Wanderley Faculdade de Economia da UFBA
_________________________________________________
Prof. Dr. Ihering Guedes Alcoforado
Faculdade de Economia da UFBA
AGRADECIMENTOS
Quero agradecer a todos os que me apoiaram e contribuíram, direta e indiretamente,
para realização deste trabalho. Todavia, por ser numerosa a lista de pessoas
significativamente importantes nessa jornada, destaco apenas algumas que não poderia
deixar de mencionar pela inestimável contribuição.
Minha mãe e minha irmã, parceiras do meu cotidiano e com quem divido todos os
momentos alegres e tristes da minha vida. Meu pai (in memoriam), que sempre estará
olhando por mim, registro toda minha gratidão pelo apoio, paciência, compreensão e
esforço para que eu pudesse alcançar meus objetivos. Certamente que essa energia da
crença em meu sucesso é a responsável pelo êxito que venho alcançando, nas escolhas
que tenho feito na vida. Minha gratidão ao Prof. Dr. Henrique Tomé, meu orientador,
pelo empenho e interesse no repasse de significativos aprendizados.
E a todos que torcem e acreditam em mim, meus mais sinceros agradecimentos.
RESUMO
O objetivo desta monografia é discutir as principais vias pelas quais a taxa de câmbio
pode afetar a Balança Comercial brasileira, e discutir essas interferências no período de
2000 a 2014. Especificamente este trabalho visa extrair os efeitos diretos e indiretos das
variações da taxa de câmbio sobre as contas externas do Brasil e entender as diretrizes
assumidas pelos governos durante este período. Para alcançar este objetivo recorre-se a
integração de temas diferenciados, porém correlacionados com a estrutura de câmbio
adotado no período em análise. Uma das ferramentas para integração destes temas é o
modelo de abordagem de elasticidade que tem como objeto de estudo o equilíbrio da
balança comercial. A partir da integração deste modelo com a teoria proposta, será
demostrado que os efeitos total e parcial de uma elevação da taxa de câmbio sobre a
balança comercial estará condicionado às elasticidades-câmbio da oferta e da demanda
por exportações e importações que serão apresentadas através da condição de Marshall
Lerner. Desta forma, será possível verificar se a premissa adotada por esta condição é
aplicável no período de 2000 a 2014 de análise da balança comercial brasileira.
Palavras-chave: Balança comercial. Abordagem das elasticidades. Taxa de câmbio.
Marshall- Lerner.
ABSTRACT
The aim of this work is to discuss the main ways in which the exchange rate can affect
the Brazilian trade balance, and discuss these interferences from 2000 to 2014.
Specifically, this work aims to extract the direct and indirect effects of exchange rate
fluctuations on the Brazil's external accounts and understand the guidelines undertaken
by governments during this period. To accomplish this it is through the integration of
different topics, but correlated with the exchange structure adopted in the period under
review. One of the tools for integration of these themes is the elastic approach to model
the object of study the balance of trade. From the integration of this model with the
theory proposed, it is shown that the total and partial effects of exchange rate increase
on the trade balance will be conditioned to supply elasticities-exchange and demand for
exports and imports to be presented by Marshall Lerner condition. This way, you can
verify that the assumptions made by this condition shall apply in the period 2000-2014
analysis of the Brazilian trade balance.
Keywords: Trade balance. Approach elasticities. Exchange rate. Marshall-Lerner.
LISTA DE FIGURAS
Figura 1 Relação entre a taxa de juros e taxa de câmbio 10
Figura 2
Figura 3
Figura 4
Figura 5
Figura 6
Figura 7
Saldo da Balança Comercial Brasileira em US$ milhões de 2000 a 2014
Determinação da taxa de câmbio de equilíbrio em regime flutuante
Comportamento da Taxa de Inflação e Crescimento do PIB brasileiro no
período de Jan/2000 a Jul/2014
Taxa de Juros Selic – Jan/ 2000 a Ago/2014
Taxa de câmbio R$/US$ - 2000 a 2014
Valores da estatística Durbin Watson
28
33
36
38
40
47
LISTA DE TABELAS
Tabela 1 Modelo com LEX como variável dependente 48
Tabela 2
Tabela 3
Tabela 4
Tabela 5
Tabela 6
Tabela 7
Tabela 8
Resultados provenientes do modelo com LEX como variável dependente
Modelo com LIM como variável dependente
Resultados provenientes do modelo com LIM como variável dependente
Modelo com REL como variável dependente
Resultados provenientes do modelo com REL como variável dependente
Modelo ajustado ao teste com REL como variável dependente
Tabela 8 - Resultados do modelo ajustado ao teste - REL como variável
dependente
48
51
51
53
53
55
55
SUMÁRIO
1 INTRODUÇÃO 09
1.1
1.2
2
2.1
2.2
3
3.1
3.2
3.2.1
4
4.1
4.2
4.2.1
5
5.1
5.2
6
CONTEXTUALIZAÇÃO E IMPORTÂNCIA DO PROBLEMA
OBJETIVOS
PROCEDIMENTOS METODOLÓGICOS GERAIS
FONTE, ANÁLISE E TRATAMENTO DE DADOS
MODELO ANALÍTICO E ECONOMÉTRICO
ABORDAGEM DAS ELASTICIDADES
CONCEITO DE ELASTICIDADE
CONCEITO MARSHALL-LERNER
Pressuposições do Modelo
DESCRIÇÃO DOS PRINCIPAIS MODELOS DE POLÍTICAS
E REGIMES DE CÂMBIO IMPLEMENTADOS NO BRASIL
CONCEITO DE CONTA CORRENTE, BALANÇA COMERCIAL E SUA
IMPORTÂNCIA ECONÔMICA
REGIMES E POLÍTICA CAMBIAIS NO BRASIL
Características dos regimes cambiais adotados no Brasil nos últimos
anos
RESULTADOS E DISCUSSÃO
VARIÁVEIS UTILIZADAS
ANÁLISE DOS RESULTADOS
CONSIDERAÇÕES FINAIS
REFERÊNCIAS
09
13
15
15
16
19
19
20
20
26
26
30
34
41
41
48
58
61
9
1 INTRODUÇÃO
1.1 CONTEXTUALIZAÇÃO E IMPORTÂNCIA DO PROBLEMA
A importância da política cambial e de seus efeitos na Balança Comercial (BC) tem sido
destaque nos anos recentes, de modo que diversos estudos vêm explorando a estreita
relação entre a taxa de câmbio e transações comerciais, bem como a investigação de
seus impactos no ciclo dos negócios e crescimento econômico dos países. A presente
pesquisa monográfica tem como tema central o estudo dos efeitos de variações cambiais
sobre a balança comercial.
A pesquisa tem por objetivo a identificação das principais relações entre a taxa de
câmbio e a balança comercial, visando captar os efeitos diretos e indiretos de uma
variação da taxa de câmbio sobre os agregados da balança comercial brasileira no
período de 2000 a 2014. Para tal, recorre-se ao uso de modelos econométricos simples
que buscam explicar essas relações de impacto.
A análise dos dados usados nesta pesquisa se faz na tentativa de estimar medidas de
elasticidades e visam observar o problema do desequilíbrio externo de forma direta, via
manipulação da variável taxa de câmbio, de modo que, em face de um déficit comercial,
uma política de desvalorização/depreciação da moeda nacional poderá ter efeitos em
termos de aumentos sobre o saldo das exportações líquidas ou na diminuição das
importações. Portanto, essa abordagem do estudo da elasticidade defende basicamente
que a variação cambial pode ser fator determinante no incentivo do saldo da balança
comercial.
A principal motivação para efetivação da pesquisa reside na possibilidade de se
compreender com base em dados empíricos a função teórica desempenhada pela taxa de
câmbio na intensidade do comércio em saber de que forma esse efeito pode se mostrar
relevante no contexto da política comercial, alterando assim, o resultado do setor
externo com a indução de mudanças nos preços relativos dos bens domésticos em
relação aos bens estrangeiros. Além disso, o estudo também é teoricamente importante,
pois parte importante da estrutura produtiva da economia é composta pelo setor externo,
10
e alguns segmentos e setores econômicos são mais ou menos sensíveis à
competitividade via preços relativos.
Por outro lado, a taxa de juros é uma variável que atua principalmente sobre a estrutura
dos investimentos da economia, e os setores e segmentos produtivos dominados por
grandes empresas têm maior acesso ao financiamento externo, este último bastante
vulnerável ao comportamento da taxa de juros e consequentemente de sua relação com a
taxa de câmbio.
Essa relação também pode ser entendida teoricamente entre os efeitos da taxa de juros
sobre o fluxo de capitais e do equilíbrio desse fluxo com o setor externo,
particularmente com a BC, esta, muito mais sensível à taxa de câmbio. Estar-se-ia
diante do conceito de relação de paridade juros-câmbio decorrente do equilíbrio do
balanço de pagamentos, como pode ser ilustrado na Figura 1.
Figura 1- Relação entre a taxa de juros e taxa de câmbio
Fonte: Elaboração própria, 2014
A dedução realizada para a obtenção da ilustração constante da Figura 1 parte da ideia
simples de que no equilíbrio o Balanço de Pagamentos (BP) deve ser igual à zero.
Assim, nestas condições, a Conta Corrente que é, em tese, fortemente dependente da
taxa de câmbio, deve ser compensada pelo fluxo de capitais externos, este fortemente
dependente da taxa de juros. Deste modo, haveria de ocorrer uma relação entre a taxa de
juros e taxa de câmbio de equilíbrio do BP.
11
O crescimento da renda mundial, por sua vez, tende a favorecer mais a exportação dos
bens com maiores elasticidades de renda. Além disso, o volume do comércio depende
de outros fatores econômicos externos que podem ser identificados para uma
compreensão estrutural do desempenho do setor externo, a exemplo do crescimento da
economia nacional. É o crescimento da economia doméstica que viabiliza a dinâmica
das importações e exportação e cria as condições de geração da captação da poupança
externa via obtenção de saldos na conta corrente.
Os ajustes discretos da taxa de câmbio, em geral, a desvalorização, podem ser de fato
usados como instrumentos para melhorar o desempenho da conta corrente em situações
de crises na balança de pagamentos, ou então, como se observa em muitos casos, a
prática de ajustamentos na taxa de juros, pode simultaneamente servir para controlar a
entrada de recursos externos para financiar o crescimento do produto doméstico,
estancar a dinâmica de preços ou aliviar o saldo no BP.
Outro tema que também interfere na relação que se propõe analisar neste trabalho, diz
respeito ao tipo de regime cambial que é adotado, pois a depender da modalidade
cambial em vigor, os efeitos da taxa de câmbio sobre o volume de comércio podem ser
relativamente adversos.
Desde 2001, o Brasil adota o regime de câmbio flutuante. Trata-se de sistema de gestão
cambial em que as operações de compra e venda de moedas estrangeira no mercado
físico ocorrem sem o controle sistemático da autoridade monetária. Neste sentido, o
valor da moeda estrangeira pode sofrer alterações marcantes em função do
comportamento da conta corrente, pois dela depende o fluxo de entrada de recursos
monetários nominais em moeda estrangeira ou da densidade de entrada da poupança
externa que é canalizada ao mercado interno atraído especialmente pela taxa de juros.
Portanto, a flutuação cambial tem vantagens no sentido de que seu equilíbrio é
determinado endogenamente, garantindo grau de liberdade ao administrador monetário
no sentido de manusear outras variáveis monetárias relevantes.
Finalmente, outro aspecto que também pode determinar o padrão da correlação entre o
comportamento do câmbio e a balança comercial é o regime monetário. Desde 1999 que
12
o Brasil passou a adotar o sistema de metas de inflação como principal instrumento da
política monetária. O regime de metas de inflação busca simultaneamente atender os
objetivos de crescimento e estabilização macroeconômica. Se por um lado, a gestão da
taxa de juros funciona como estabilizador da inflação, também se pode afirmar, por
outro lado, que a gestão de juros pode estimular o crescimento econômico, a depender
de seus níveis de controle. É isso que se define na literatura macroeconômica como a
famosa regra monetária ou regra de Taylor.
E é por isso que, em termos gerais existe forte relação entre a política monetária e
política cambial, e, subsequentemente, entre estes dois instrumentos e a política
comercial. Dessa forma, o entendimento sobre as formulações básicas da política
monetária pode ajudar na compreensão das relações cambiais e comerciais e no
desempenho das pautas de importações e exportações de um país.
O setor exportador de dado país exerce função chave no desempenho da economia e
deve ser pertinente a avaliação da economia brasileira à luz do desempenho do setor
externo. Na medida em que as restrições externas ao crescimento representem barreiras
recorrentes na economia brasileira nos últimos anos, a compreensão da dinâmica
estrutural do setor externo aqui representado pelo volume de comércio, pode sinalizar
elementos de qualidade para a formulação de políticas comerciais.
Frequentemente se considera a abordagem da teoria pós-keynesiana neste tipo de
enfoque porque ela também serve de base para a argumentação de que o desempenho do
setor exportador é essencial na determinação do crescimento, no longo prazo, por causa
de sua dupla função na composição da demanda agregada, por meio dos efeitos
multiplicadores das importações e das exportações em termos de crescimento do
Produto Interno Bruto - PIB.
Ademais, o desempenho do setor exportador tem impacto direto sobre a estrutura
produtiva brasileira, na medida em que ele determina os setores mais competitivos e,
portanto, com maior potencial de crescimento. O perfil da estrutura produtiva é
importante na determinação do dinamismo econômico, e esse fator passa a ser crucial
no crescimento econômico de longo prazo.
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As características da estrutura produtiva são reflexos do tipo de inserção internacional
da economia. A análise de como têm evoluído no longo prazo as exportações e as
importações do país contribui para a compreensão do que se pode chamar de padrão
desenvolvimento nacional. Portanto, a análise dessas características estruturais e da
inserção externa, assim como da estruturação da balança comercial, pode servir de base
para a análise do desenvolvimento produtivo.
A partir desses pressupostos teóricos, o presente trabalho propõe estudar a evolução das
características estruturais do setor comercial externo brasileiro a partir das contas de
exportação e importação no contexto da política cambial.
1.2 OBJETIVOS
Em termos gerais, a pesquisa visa descrever e analisar os aspectos relevantes da política
comercial brasileira no período e identificar as relações existentes entre o
comportamento da BC e seus principais determinantes, especialmente a taxa de câmbio.
Especificamente, se propõe:
a) Analisar as interações entre o comportamento da BC e a taxa de câmbio, sendo
esta variável, considerada o principal instrumento da política comercial nos
últimos dez anos.
b) Descrever as principais políticas comerciais adotadas no país com vertentes
teóricas distintas, de forma a compreender como diferentes regimes de política
cambial e política monetária podem contribuir para o desempenho da política
comercial no Brasil.
c) Estimar as elasticidades-câmbio, juros e renda do saldo comercial brasileiro.
A monografia segue estruturada, além desta breve introdução, dos seguintes itens: No
capítulo seguinte, faz-se a descrição do arranjo metodológico adotado para o tratamento
de dados e revisão da literatura consistente com as principais abordagens teóricas usadas
no âmbito da política comercial. No capítulo 3, desenvolve-se a Abordagem das
Elasticidades como ferramenta que mostra a influência da variação cambial sobre a
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balança comercial. No capítulo 4, são apresentados os modelos de política comercial
mais frequentemente usados no Brasil e as interações desses modelos com o
comportamento da taxa de câmbio no período, além do desenvolvimento e a
apresentação dos principais conceitos. Já no capítulo 5 é desenvolvido e analisado um
modelo econométrico simples para averiguação das relações elasticidades-câmbio,
preço e renda e políticas comerciais. Finalmente, são apresentadas as considerações
finais.
15
2 PROCEDIMENTOS METODOLÓGICOS
Vale ressaltar que o estudo sobre os efeitos total e parcial da variação da taxa de câmbio
sobre a balança comercial é realizado com base em aplicações de modelos
econométricos. A relevância da presente dissertação consiste em demonstrar, recorrendo
às principais teorias e modelos analíticos, que a valorização ou a desvalorização da
moeda poderá afetar a balança comercial e deverá necessariamente atuar sobre os níveis
de crescimento da economia.
O trabalho pode ser caracterizado quanto aos objetivos, como uma pesquisa descritiva,
que busca identificar as principais relações entre o câmbio e a BC brasileira através do
estudo de temas afins, além de descrever os resultados das interações entre as variáveis
que afetam o saldo da balança comercial do Brasil no período de 2000 a 2014.
2.1 FONTE, ANÁLISE E TRATAMENTO DE DADOS
A análise dos dados observados partiu do pressuposto de dois métodos de abordagem,
um definido através da pesquisa qualitativa e o outro complementar, que reúne os dados
quantitativos para servirem de base para a análise empírica. A pesquisa qualitativa
complementa a visão quantitativa, onde o modelo econométrico ajustado fornece o
embasamento analítico para a interpretação das relações entre câmbio, setor externo e
política comercial. Textos de macroeconomia e política cambial e monetária farão parte
das ferramentas teórica e metodológica adotada.
Os dados foram coletados através dos meios disponibilizados de fontes institucionais,
de acordo com a natureza da pesquisa. Informações sobre os fatos que levaram ao
conhecimento dessa relação econômica básica entre câmbio e comércio também foram
pesquisadas. Dados da economia brasileira, assim como da balança comercial, foram
também coletados de diversas fontes do Governo Federal, destacando os seguintes sites:
Ipeadata, Ministério do Desenvolvimento, Indústria e Comércio Exterior, Banco
Mundial, entre outros.
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2.2 MODELO ANALÍTICO E ECONOMÉTRICO
O modelo analítico e econométrico usado para ajustar os dados serão baseados na
análise dos fundamentos teóricos da condição Marshall-Lerner, onde se discutem as
circunstâncias em que se verifica o fenômeno da curva J. Essa condição afirma que a
condição necessária e suficiente para que uma variação cambial - desvalorização da
moeda afete a balança comercial positivamente - é que a soma das elasticidades da
demanda por exportações e importações seja superior à unidade. Esse teste será
conduzido como resultado de um ajustamento econométrico.
Essa relação entre a depreciação real do câmbio e a melhoria da conta corrente externa é
resultante, em parte, do aumento das exportações líquidas, conhecido como condição de
Marshall-Lerner. Ela determina que com, Ceteris paribus, uma depreciação real da taxa
de câmbio, a conta corrente expande pelo aumento do volume das exportações sobre
importações, por causa da elasticidade exportações e importações em relação à taxa de
câmbio real (KRUGMAN; OBSTFELD, 2001, p. 492).
Esse modelo pode ser analisado a partir da equação de exportações líquidas dada a
seguir:
𝑁𝑋 = 𝑋 − 𝑀 (2.1)
Em que:
𝑋 = 𝑋(𝑌∗, 𝜀) (2.2)
𝑀 = 𝑀(𝑌, 𝜀) (2.3)
Substituindo as equações (2.2) e (2.3) na (2.1), temos:
𝑁𝑋 = 𝑋(𝑌∗, 𝜀) − 𝑀(𝑌, 𝜀) (2.4)
A partir da equação (2.4), pode-se perceber que uma mudança na taxa de câmbio real
influencia de três formas a balança comercial, via (exportações líquidas): 1) um
aumento das exportações, por conta do aumento da demanda externa por produtos
produzidos internamente, relativamente mais baratos no exterior; 2) diminuição das
importações devido ao aumento do seu preço relativo, incentivando uma demanda por
17
produtos nacionais; 3) aumento dos preços relativos das importações, custando mais a
mesma quantidade antes importada. Para que a condição de Marshall-Lerner seja
satisfeita é necessário que as duas primeiras mudanças sejam maiores que a terceira,
resultando em um aumento das exportações líquidas (KRUGMAN; OBSTFELD).
De acordo com a teoria, essa relação deveria ser direta e imediata, isto é, uma
desvalorização da taxa de câmbio real deveria levar a uma melhoria da conta corrente
logo no período seguinte à mudança de câmbio. Porém, evidências empíricas e estudos
realizados em diversos países têm mostrado que essa condição só acontece após alguns
períodos depois da mudança cambial e não de imediato após tais alterações. Esses fatos
fizerem com que houvesse uma revisão teórica sobre o tema em direção a uma
diferenciação dos efeitos de curto e longo prazo como resultado da mudança cambial.
Sendo assim, no curto prazo evidencia-se uma queda no saldo da conta corrente que
após um período, que difere entre países, há uma recuperação resultando em um efeito
positivo no longo prazo, confirmando o que a condição de Marshall-Lerner sugere. O
formato da curva que descreve a dinâmica da conta corrente nesse caso se assemelha à
letra “J”, denominando esse fenômeno como a curva-J.
A explicação mais aceita para essa dinâmica é de que os contratos de exportação e
importação, vigentes no momento da desvalorização, foram negociados com certo
tempo de antecedência, baseados ainda na antiga taxa de câmbio. Sendo assim, o
volume de exportações e importações não se modifica no curto prazo, porém, com a
mudança cambial, o custo das importações aumenta devido ao encarecimento dos
produtos negociados por meio destes contratos previamente estabelecidos.
Consequentemente, no curto prazo a balança comercial tende a piorar até que os
produtores como também os consumidores se atualizem negociando novos contratos
baseados na taxa de câmbio vigente (AKBOSTANCI, 2002).
Desta maneira, com base no modelo analítico acima descrito, os dados sobre as
exportações líquidas (NX) deverão ser regredidos em relação à taxa de juros (JUR), à
taxa de câmbio (CAM), ao comportamento do PIB (YRD) e ao Índice de Preços
18
Domésticos – Inflação (IPC). O ajustamento desse modelo simples permitirá a
observação empírica das elasticidades em relação às exportações líquidas.
Logo, tem-se que:
𝑁𝑋 = 𝛽0 + 𝛽1(𝐽𝑈𝑅) + 𝛽2(𝐶𝐴𝑀) + 𝛽3(𝑌𝑅𝐷) + 𝛽4(𝐼𝑃𝐶) + 𝜇 (2.5)
Sendo que, 𝜇 é o termo erro aleatório com média zero e variância constante. O modelo
analítico (2.5) ajustado na sua forma normalizada com a aplicação de logaritmos
neperianos em ambos os lados resulta em que 𝛽1, 𝛽2, 𝛽3 e 𝛽4 sejam respectivamente,
elasticidade-juros, elasticidade-câmbio, elasticidade-renda e elasticidade-inflação das
exportações líquidas. Casos sejam estatisticamente significativas, poderão indicar, no
caso de 𝛽1, a relevância da condição de Marshall-Lerner para a relação entre as
exportações e importações na economia brasileira.
Também serão testados em ajustamento de regressão, os seguintes modelos que
descrevem o comportamento das funções exportações e importações simples como
variáveis dependentes sob efeitos das mesmas variáveis independentes já supracitadas.
𝑋 = 𝛽0 + 𝛽1(𝐽𝑈𝑅) + 𝛽2(𝐶𝐴𝑀) + 𝛽3(𝑌𝑅𝐷) + 𝛽4(𝐼𝑃𝐶) + 𝜇 (2.6)
𝑀 = 𝛽0 + 𝛽1(𝐽𝑈𝑅) + 𝛽2(𝐶𝐴𝑀) + 𝛽3(𝑌𝑅𝐷) + 𝛽4(𝐼𝑃𝐶) + 𝜇 (2.7)
19
3 ABORDAGEM DAS ELASTICIDADES
3.1 CONCEITO DE ELASTICIDADE
A Abordagem das Elasticidades inaugura uma categoria especial na análise dos modelos
econométricos. Ela tem por finalidade destacar os determinantes do equilíbrio externo
ou da Balança Comercial. Também é conhecida como abordagem dos Preços Relativos,
por estudar como uma mudança percentual nos preços relativos entre os bens internos e
externos pode afetar o equilíbrio da balança comercial, ressaltando-se que esta mudança
é basicamente proveniente de uma variação percentual na taxa de câmbio nominal. Essa
abordagem fundamenta uma das principais políticas alternativas de ajuste externo
empregada pela maior parte das economias, denominada de Expenditure Swicth Policy
ou Política de Mudança no Dispêndio (ALEXANDER, 1959).
A Expenditure Swicth Policy é uma política que visa, através da mudança de preços
relativos, provocar uma recomposição na cesta de consumo dos residentes favorecendo
os bens domésticos em detrimento dos externos, como forma de reequilibrar a balança
comercial. Dentro desse conceito a taxa de câmbio nominal representa a peça
fundamental por se configurar na melhor forma de causar mudança artificial nos preços
relativos, de modo que os bens importados, em comparação aos nacionais, se tornem
mais caros em termos de moeda doméstica. Assim, a ideia proposta nesta política é
causar um encarecimento dos bens importados relativamente aos nacionais via
desvalorização da moeda doméstica (ALEXANDER, 1959).
Dessa forma, os residentes de um país são estimulados a recompor as suas cestas
aumentando a participação dos bens nacionais. Ademais, como resultado da
desvalorização, as exportações serão também estimuladas, contribuindo para melhorar o
saldo comercial.
A grande questão com que se defronta em muitos países no que tange a aplicação da
Expenditure Swicth Policy refere-se à determinação dos limites da desvalorização da
moeda para que se possa estimular a balança comercial sem provocar pressões
inflacionárias. É sobre esta questão que está focada a abordagem das elasticidades ao
afirmar que os limites da desvalorização da moeda dependerão da sensibilidade da
20
balança comercial às variações da taxa de câmbio, isto é, da elasticidade-câmbio da
balança comercial (ALEXANDER, 1959).
Os principais modelos que abordam os efeitos de variações na taxa de câmbio sobre a
balança comercial, integrantes da abordagem das elasticidades, foram desenvolvidos por
Bickerdike (1920) e Marshall (1923). Esses modelos foram posteriormente
aperfeiçoados com contribuições de Robinson (1937), Lerner (1944) e Metzler (1949)
originando os conhecidos modelos Bickerdike-Robinson-Metzler (BRM) e Marshall-
Lerner (ML) (GANDOLFO, 2002).
Apesar de o modelo BRM considerar que as variações da taxa de câmbio afeta não
apenas os volumes transacionados, mas também preços internos e externos, e ainda
contemplar, além das elasticidades de demanda por exportação e importação, as
respectivas elasticidades de oferta, este trabalho optou por uma análise mais simples de
verificação da Condição Marshal Lerner, comumente empregado quando se avaliam os
impactos da elevação da taxa de câmbio sobre a balança comercial.
3.2 CONDIÇÃO MARSHALL-LERNER
A Condição Marshall-Lerner, como já exposta em sessão anterior, integra o uso de
variáveis câmbio e saldo da balança comercial no período de 2000 – 2014. Parte-se da
hipótese que a condição necessária e suficiente para que uma desvalorização da moeda
afete positivamente a balança comercial é que a soma das elasticidades da demanda por
exportações e importações seja superior à unidade.
3.2.1 Pressuposições do Modelo
O modelo se baseia nos seguintes pressupostos: a) a existência de apenas dois países ou
dois mercados, um interno e outro externo, que produzem cada um, uma única
mercadoria – respectivamente denominadas de “𝑥” e “𝑚”, e que são transacionadas entre
si; b) os preços das mercadorias “𝑥” e “𝑚” são fixos, quando medidos em termos de suas
respectivas moedas; c) a balança comercial encontra-se em equilíbrio inicial; d) o ajuste
21
nas quantidades transacionadas é instantâneo; e) a elasticidade da oferta de exportações
e importações é infinita de tal forma, que qualquer nível de demanda possa ser atendido
aos preços vigentes (BAHMANI-OSKOOEE, 2001).
O saldo da balança comercial (𝐵𝐶) é dado pela diferença entre o valor das exportações
(𝑋) e o valor das importações (𝑀), tal que 𝐵𝐶 = 𝑋 – 𝑀. Uma vez que existem apenas
duas mercadorias, uma produzida internamente (𝑥) e outra externamente (𝑚), essa
identidade macroeconômica pode ser reescrita na seguinte fórmula, segundo Bahmani-
Oskooee, 2001.
𝐵𝐶 = 𝑃𝑥𝑥 − 𝑒𝑃𝑚∗ 𝑚 (3.1)
onde:
𝑥 = Volume de exportações da mercadoria x;
𝑚 = Volume de importações da mercadoria m;
𝑥𝑃 = Preço da mercadoria x em termos da moeda doméstica;
𝑚 𝑃 ∗= Preço da mercadoria m em termos da moeda externa;
𝒆 = Taxa de câmbio nominal.
Então, derivando a equação (3.1) em relação à taxa de câmbio nominal (𝑒) tem-se que:
𝑑𝐵𝐶
𝑑𝑒= 𝑃𝑥 .
𝑑𝑥
𝑑𝑒+ 𝑥.
𝑑𝑃𝑥
𝑑𝑒− (𝑒𝑃𝑚
∗ 𝑑𝑚
𝑑𝑒+ 𝑒𝑚
𝑑𝑃𝑚∗
𝑑𝑒+ 𝑃𝑚
∗ 𝑚) (3.2)
Dado que os preços das mercadorias 𝑥 e 𝑚, medidos em termos das respectivas moedas,
são rígidos, as variações da taxa de câmbio não os afetam, quer dizer, 𝑑𝑃𝑥
𝑑𝑒= 0 e
𝑑𝑃𝑚∗
𝑑𝑒=
0.
Portanto, segundo Bahmani-Oskooee (2001), isso implica que as variações na taxa de
câmbio nominal são totalmente transmitidas para a taxa de câmbio real. A equação
(3.2), após manipulações, resulta em:
22
𝑑𝐵𝐶
𝑑𝑒= 𝑃𝑚
∗ 𝑚 [𝑃𝑥
𝑃𝑚∗ 𝑚
𝑑𝑥
𝑑𝑒− (
𝑒
𝑚
𝑑𝑚
𝑑𝑒+ 1)] (3.3)
Partindo de uma situação de equilíbrio inicial da balança comercial, o saldo deve ser
nulo (𝐵𝐶 = 0), quer dizer, o valor das exportações deve ser igual ao das importações e
as duas medidas devem estar em termos de uma mesma moeda, conforme fórmula
abaixo:
𝑃𝑥𝑥 = 𝑒𝑃𝑚∗ 𝑚4 (3.4)
Aplicando-se (3.4) em (3.3) tem-se que:
𝑑𝐵𝐶
𝑑𝑒=
𝑃𝑥𝑥
𝑒[
𝑒
𝑥
𝑑𝑥
𝑑𝑒− (
𝑒
𝑚
𝑑𝑚
𝑑𝑒+ 1)] (3.5)
Com base no que já foi apresentado, sabe-se também que o modelo assume que os
volumes exportados respondem positivamente a desvalorizações da moeda nacional, o
que em termos matemáticos significa dizer que 𝜕𝑥
𝜕𝑒> 0. Isso é possível porque o preço
das exportações (𝑃𝑥∗), medidos em termos de moeda estrangeira, cai tornando a
mercadoria nacional mais atrativa no mercado externo, o que estimula as exportações
(BAHMANI-OSKOOEE, 2001).
Dessa maneira, baseado no trabalho de Bahmani-Oskooee (2001), de que as quantidades
importadas respondem de maneira negativa a desvalorizações da moeda doméstica,
então 𝜕𝑥
𝜕𝑒< 0. Esse fenômeno ocorre porque o preço das importações (𝑃𝑚), que é
medido em termos da moeda nacional, se eleva ocasionando a queda de sua demanda no
mercado interno. Espera-se assim, que o resultado final da combinação desses efeitos
seja uma melhoria no saldo da balança comercial.
É importante ressaltar que o resultado final da elevação da taxa de câmbio sobre o saldo
da balança comercial, na realidade, depende da interação de dois efeitos:
1) Efeito-preço: o preço dos produtos importados em termos da moeda
doméstica torna-se mais caro ao mesmo tempo em que o preço dos produtos
23
nacionais torna-se mais barato em termos da moeda estrangeira, exercendo
um efeito adverso sobre a balança comercial.
2) Efeito-quantidade: o volume importado reduz-se ao passo que o volume
exportado elevasse, exercendo um efeito positivo sobre a balança comercial.
Deste modo, para que a condição Marshall-Lerner se mantenha, isto é, para que uma
desvalorização cambial tenha efeitos favoráveis sobre a balança comercial, o efeito-
quantidade deve necessariamente ser maior que o efeito-preço. Todavia, observa-se que
no mundo real, o efeito quantidade ajusta-se mais lentamente que o efeito-preço, de tal
forma que a desvalorização inicialmente resulta em déficit comercial1 e somente
posteriormente pode-se observar um superávit como propõe o modelo (BAHMANI-
OSKOOEE, 2001).
Quando se adota a suposição de ajuste instantâneo das quantidades, garante-se então
que, após a elevação da taxa de câmbio, o efeito-quantidade se ajuste imediatamente,
assim como o efeito-preço, em sentido contrário. Portanto, essa suposição tem por
objetivo assegurar que o efeito do câmbio sobre a balança comercial seja positivo,
mesmo no curto-prazo (BAHMANI-OSKOOEE, 2001).
A última suposição estabelecida na condição Marshall Lerner é que as curvas de oferta e
demanda são infinitamente elásticas para que atendam a qualquer nível de preço
vigente. Espera-se que o aumento na quantidade demandada de determinado bem
Ceteris paribus cause elevação do seu preço. O mesmo é válido em situação contrária:
redução do preço com a queda da demanda. Assim, é provável que em seguida a uma
elevação da taxa de câmbio, a maior demanda por exportações tenda a provocar o
aumento do preço da mercadoria “𝑥” no mercado interno ao passo que a queda na
demanda por importações resulte na redução do preço da mercadoria no mercado
externo (BAHMANI-OSKOOEE, 2001).
1Conforme a chamada curva J a condição Marshall-Lerner não se mantém no curto-prazo devido a existência de certa
defasagem entre a mudança de preços e a resposta no volume transacionado pelos produtores e compradores, quer
dizer, os volumes de exportações e importações se alteram pouco de tal forma que o efeito-preço domina o efeito-
quantidade. Assim, as desvalorizações cambiais tendem a ter efeitos positivos sobre a balança comercial somente a
médio e longo-prazo, apresentando, inclusive, situações em que seus efeitos são bastante adversos no curto prazo.
24
Neste sentido, a maior ou menor variação dos preços, dependerá do comportamento das
curvas de oferta, quer dizer, da maior ou menor elasticidade. Por conseguinte, adotando
a suposição de curvas de oferta elásticas, se assegura que quaisquer quantidades
demandadas de mercadorias x e m sejam atendidas sem que com isso ocorra mudança
dos preços (vale ressaltar que esta hipótese assume que a economia opera sob custos
constantes). Logo, esse pressuposto é fundamental porque garante que a suposição “b”
seja válida.
Com efeito, o que realmente importa é que o comportamento das respectivas curvas de
demanda por exportações e importações sofram efeitos da taxa de câmbio, quer dizer,
que a sensibilidade da demanda por exportações e importações à mudanças na taxa de
câmbio seja observada (BAHMANI-OSKOOEE, 2001).
Assim, seja (𝜂𝑥), definida como a elasticidade câmbio da demanda por exportações,
dada por:
𝜂𝑥 =𝑒
𝑥
𝜕𝑥
𝜕𝑒 (3.6)
E, por sua vez, seja (𝜂𝑚), definida como a elasticidade câmbio da demanda por
importações dada por:
𝜂𝑚 = −𝑒
𝑚
𝜕𝑚
𝜕𝑒 (3.7)
Aplicando (3.6) e (3.7) em (3.5) resulta em:
𝑑𝐵𝐶
𝑑𝑒=
𝑃𝑥𝑥
𝑒(𝜂𝑥 + 𝜂𝑚 − 1) (3.8)
A partir da equação (3.8), tem-se:
i) 𝑑𝐵𝐶
𝑑𝑒< 0
⇔ 𝜂𝑥 + 𝜂𝑚 − 1 < 0
⇒ 𝜂𝑥 + 𝜂𝑚 < 1.
A BC será afetada negativamente por uma elevação da taxa de câmbio se, e somente se,
a soma das elasticidades da demanda por exportações e importações for inferior a 1.
25
ii) 𝑑𝐵𝐶
𝑑𝑒= 0
⇔ 𝜂𝑥 + 𝜂𝑚 − 1 = 0
⇒ 𝜂𝑥 + 𝜂𝑚 = 1, i.e, a balança comercial não
será afetada por uma elevação da taxa de câmbio se, e somente se, a soma das
elasticidades da demanda por exportações e importações for igual a 1.
iii) 𝑑𝐵𝐶
𝑑𝑒> 0
⇔ 𝜂𝑥 +𝜂𝑚 − 1 > 0
⇒ 𝜂𝑥 + 𝜂𝑚 > 1, i.e, a balança comercial será
afetada positivamente por uma elevação da taxa de câmbio se, e somente se, a
soma das elasticidades da demanda por exportações e importações for
superior a 1.
Nesta última expressão, 𝜂𝑥 + 𝜂𝑚 > 1 é a situação conhecida na literatura econômica
como Condição de Marshall Lerner e será testada nesta monografia, de acordo com
Bahmani-Oskooee, 2001.
26
4 DESCRIÇÃO DOS PRINCIPAIS MODELOS DE POLÍTICAS E REGIMES DE
CÂMBIO IMPLEMENTADOS NO BRASIL
4.1 CONCEITOS DE CONTA CORRENTE, BALANÇA COMERCIAL E SUA
IMPORTÂNCIA ECONÔMICA
Segundo Lopes e Vasconcelos (2000), o conceito de BC é originário da contabilidade
internacional sendo sintetizado como resultado da agregação de bens e serviços, ambos
componentes da Balança de Transação Corrente ou simplesmente Conta Corrente (CC).
A CC registra, portanto, importações (somatório de todos os bens e serviços que o país
adquire do exterior) e as exportações (somatório dos bens e serviços que foram
disponibilizados aos outros países) em determinado período de tempo. Quando as
exportações forem maiores que as importações, observa-se superávit na CC e quando as
importações forem superiores, haverá déficit na CC. Essa lógica de superávit e déficit
pode ser facilmente ilustrada na expressão2 (4.1).
Saldo da Balança Comercial (𝐵𝐶) = Exportações (𝑋) – Importações (𝑀) (4.1)
No caso da Balança Comercial (BC), a condição de déficit ou superávit diz respeito aos
saldos negativos e positivos em relação às exportações e importações de bens, ficando o
saldo do comércio dos serviços tratados como a Balança de Serviços (BS). Dessa forma,
uma balança comercial deficitária implica em resultado negativo, configurando o
quadro em que muitos países dependem essencialmente das exportações de
commodities, a exemplo do Brasil (LOPES; VASCONCELOS, 2000).
O Balanço de Pagamentos (BP) integra CC, BC, BS e o Fluxo de Capitais (FK) e é
elaborado pelo Banco Central (BACEN) tendo por base a metodologia usada na
estrutura de pagamentos do Fundo Monetário Internacional (FMI). O BP representa
transações efetuadas entre residentes e não residentes de um país. São transações
quantificadas na forma de registros contábeis que destacam os direitos, observados pela
2 Onde o Saldo da Balança Comercial também pode ser chamado de Exportações Líquidas (𝑁𝑋), resultante da
operação 𝑁𝑋 = 𝑋 − 𝑀.
27
ótima de exportações como créditos e as obrigações, segundo esta mesma ótima sendo
os débitos entre nações (LOPES; VASCONCELOS, 2000).
Para Farhi (1978), existem diversos fatores que podem afetar o saldo da balança
comercial, entre eles podemos citar os custos logísticos para enviar os produtos de um
país para o outro; as políticas adotadas por cada país em relação ao comercio
internacional; a renda dos habitantes dos países envolvidos, bem como o gosto e as
preferências destes mesmos habitantes; a taxa de câmbio utilizada para a compra de
moeda estrangeira, as oscilações de preço dos produtos e serviços no exterior e no país,
o cenário macroeconômico vigente internacionalmente, entre outros. Todos esses
fatores podem alterar a composição dos números que estruturam as transações correntes
e revelam o saldo da balança, fazendo com que o resultado econômico do país se altere
significativamente em um curto espaço de tempo.
A partir dos conceitos fundamentais apresentados, pode-se compreender o porquê da
importância e sensibilidade dos números retratados pela BC. É através dela e de seus
registros que se torna possível à visualização das contas nacionais e estas, por sua vez,
sempre estarão no centro das discussões macroeconômicas. Há alguns anos, as
discussões centravam-se nos efeitos do déficit público sobre a inflação e o balanço de
pagamentos e do outro lado no impacto dos gastos públicos na demanda agregada e nos
investimentos privados. Hoje em dia, estas discussões mudaram de foco e centram nos
impactos dos resultados agregados que superávits e déficits possam vir a significar no
contexto macroeconômico do país.
Ao analisar quantitativamente os números do saldo da balança comercial brasileira no
período de 2000 a 2014, é possível perceber através da Figura 2 que do início da última
década até meado do presente ano, observam-se transformações e mudanças
significativas no setor externo. O país saiu de uma posição deficitária no início da
década de 2000, com registros de US$ -115,69 milhões para situações de superávits de
US$ 4.428,78 bilhões em meados de 2011. Em grande parte, esta dinâmica comercial e
financeira esteve associada à gestão da política macroeconômica interna, com uma taxa
de câmbio valorizada no início da década, para taxas de câmbio mais desvalorizadas
com o passar do tempo, o que possibilitou o alcance dos registros positivos.
28
Figura 2- Saldo da Balança Comercial Brasileira em US$ milhões de 2000 a 2014
Fonte: IPEADATA, 2000 a 2014
Observando esta tendência de crescimento do saldo da balança comercial, podemos
perceber a linha verde no gráfico abaixo, que representa a ascensão vinculada aos
valores das transações comerciais. Também é possível perceber que a variabilidade
entre os saldos foram mais constantes até meados do ano de 2006, ou seja, as
discrepâncias nos valores destes saldos foram menores até este período. Em parte, esta
variabilidade pode estar correlacionada com os riscos vinculados às atividades
econômicas desenvolvidas pelo país na época. Quanto maior a variabilidade dos valores
apresentados pelas transações correntes maiores serão os riscos associados à atividade
econômica desempenhada.
A partir do início de 2007, uma maior inconsistência nos números que representam o
saldo da BC pode ser observada e, ao analisar a linha em vermelho no gráfico, percebe-
se uma tendência declinante da atividade econômica expressa pelos saldos correntes da
BC, apesar dos registros desses valores serem superiores ao que se observou no período
anterior. Essa tendência pode estar associada à variação de um conjunto de agregados
monetários que permitiram a composição desse cenário, como por exemplo, a
ocorrência de uma forte depreciação cambial, derivada de incertezas associadas ao
período eleitoral e a suposta mudança do governo no início de 2002, bem como a
ocorrência de crises financeiras na época, como foi o caso da crise argentina. O fato é
que a expressividade dos valores da CC foi reduzida ao longo dos últimos anos, reflexos
dessas crises que culminariam em recessões no mundo e políticas macroeconômicas
adotadas.
29
Desta forma, apesar do câmbio progressivamente mais desvalorizado a partir 2001,
somente a partir de meados de 2006 que as exportações apontaram seus recordes e
seguiram apresentando valores elevados de saldo comercial, no entanto com elevada
variabilidade. As importações, acompanhando esta tendência dinâmica, aumentaram
significativamente, porém o saldo da BC permaneceu positivo na maioria dos anos do
período em questão.
Após a crise mundial desencadeada no início de 2008, conhecida como crise do
subprimes3, o nível das exportações de todo o mundo apresentou fortes quedas e no
Brasil isso foi demonstrado no final deste ano. No entanto, o desenrolar da crise não
atingiu continuamente os índices brasileiros, que seguiram com registros de crescimento
mesmo após o período. Os resultados comerciais brasileiros só voltaram a apresentar
fortes quedas no final de 2012 até início de 2014, período de baixa produção e quando
de fato, o país sentiu os efeitos, mesmo que tardios, da grande recessão de crédito vivida
anos antes em todo mundo.
3 A crise do subprime é uma crise financeira desencadeada em 2006, a partir da quebra de instituições de crédito dos
Estados Unidos, que concediam empréstimos hipotecários de alto risco (subprime loan), arrastando vários bancos
para uma situação de insolvência e repercutindo fortemente sobre as bolsas de valores de todo o mundo.
30
4.2 REGIMES E POLÍTICA CAMBIAIS NO BRASIL
Dentre um conjunto de políticas econômicas, a política cambial pode ser entendida
como um conjunto de instrumentos e medidas adotados pelo governo com a finalidade
de induzir os mecanismos de produção, distribuição e consumo de bens e serviços,
atendendo diretamente as questões correlacionadas com o mercado cambial por
definição. Ou seja, essas políticas funcionam como diretrizes econômicas emanadas do
Estado com o intuito de garantir o equilíbrio entre os setores interno e externo da
economia.
Ao longo dos últimos anos, a política cambial vem desempenhando papel fundamental
no comportamento da economia brasileira, exercendo influência direta nos mercados
financeiros, sobretudo nas áreas de comércio exterior, vinculados às exportações e
importações e consequentemente impactando no saldo da BC. Um dos principais
componentes da formulação da política cambial é o mercado de câmbio que é
caracterizado pela dinâmica do mercado de moedas estrangeiras e da dependência de
políticas financeiras, fiscais, monetárias, entre outras. No mercado cambial realizam-se
as operações de câmbio regulamentadas pelo Banco Central do Brasil (BACEN) e seus
parceiros econômicos. Um dos instrumentos desta política é o regime de câmbio
adotado nas relações internacionais entre países (FARHI, 1978).
Um regime cambial é definido, fundamentalmente, pela regra estabelecida na formação
da taxa de câmbio (taxa de câmbio fixa ou flutuante). Outras regras também são
importantes para determinar as relações entre o mercado de câmbio e o mercado
monetário, cabendo destacar as regras relativas ao grau de conversibilidade da moeda
doméstica, isto é, o grau de liberdade que os residentes de dado país têm para adquirir
moeda estrangeira através da moeda doméstica para diferentes finalidades (FARHI,
1978).
Em linhas gerais, pode-se designar de taxa de câmbio ao valor por unidade da moeda
estrangeira mensurada em termos de unidades da moeda nacional. Dessa forma, a taxa
de câmbio será a referência do preço da moeda estrangeira e é representada pelo
quociente (quantidade de moeda local) / (unidade de moeda estrangeira), que no caso
31
brasileiro em relação aos EUA, seria de aproximadamente R$2,56/US$1.00. Isso
significa que uma elevação da taxa de câmbio corresponde a um aumento do preço da
moeda estrangeira e, portanto, a uma desvalorização da moeda doméstica (já que serão
necessárias mais unidades de moeda doméstica em troca de uma unidade da moeda
estrangeira). Esta é a razão pela qual se usa a expressão desvalorização (depreciação)
cambial para denominar uma elevação da taxa de câmbio e valorização (apreciação)
cambial para designar uma queda da taxa de câmbio. Habitualmente faz-se uso dos
termos valorização/desvalorização para casos de regime de câmbio fixo e termos
apreciação/depreciação no regime de câmbio flutuante.
No que diz respeito aos modelos de regimes cambiais adotados, existem, baseados nos
modelos clássicos de aplicação, dois exemplos básicos. O primeiro deles é o regime de
câmbio fixo sob o qual existem parâmetros pré-estabelecidos que determinem o
intercâmbio entre duas ou mais moedas. Esta relação irá possuir paridade garantida
através da Autoridade Monetária (AM) cuja função no Brasil é desempenhada pelo
BACEN. Vale ressaltar que esse intercâmbio é feito em termos nominais, ou seja, nos
valores absolutos estabelecidos tanto em moedas nacionais quanto de moedas
internacionais.
Quando as ofertas e demandas se modificam, existe uma tendência à alteração da taxa
de câmbio vigente. Entretanto, a autoridade monetária do país deve intervir no mercado
com o intuito de gerar efeitos exógenos sobre a demanda e a oferta de moeda
estrangeira de modo a eliminar essa tendência de alteração na taxa de troca entre
diferentes moedas. Tal intervenção deve ser conduzida de forma racional e programada
uma vez que pode haver implicações no contexto cambial, como variações nos níveis de
reservas internacionais e modificação da base monetária, o que provocaria resultados
adversos à economia, conforme assinala (BLANCHARD, 2004).
Nos regimes de câmbio fixo, o BACEN compromete-se a comprar e vender a moeda
estrangeira de referência a um preço fixo estipulado em moeda nacional. Se por um lado
existe uma vantagem neste regime que é a conferência de maior responsabilidade as
expectativas dos agentes econômicos em relação ao controle da política comercial, por
outro, nada certifica que a oferta e demanda de moeda estrangeira se igualem àquela
taxa fixada pelo BACEN (DORNBUSCH, 1991).
32
Além dos fatos explicitados acima que revelam algumas das possíveis consequências
com a adoção de um regime de câmbio fixo, ainda podemos citar dois outros fatores que
também influenciam a tomada de decisões por conta da adoção deste modelo. Países
com taxas de inflação muito superiores às do país emissor da moeda de referência
enfrentam valorizações contínuas da taxa de câmbio real, o que leva à deterioração de
seus saldos em transações correntes. A paridade cambial nestes países pode até ser
sustentada, no curto prazo, através de políticas de manutenção de diferencial de juros
favoráveis à entrada de capitais estrangeiros ou através da redução das reservas
cambiais. Todavia, no longo prazo a sensibilidade da taxa de câmbio torna-se
insustentável, ocorrendo uma desvalorização cambial. Quando o cenário indica uma
convergência de expectativas dos agentes econômicos para uma desvalorização cambial,
resta ao BACEN apenas a tentativa de retardar tal movimento, porém não será possível
evitar tal movimento, uma vez que este é inerente ao funcionamento básico dos
mecanismos da economia, dando veracidade à Condição de Marshall-Lerner. Esta
afirma exatamente que uma desvalorização cambial, uma vez definidos certos
pressupostos, levará a uma melhoria nos saldos das contas correntes do país.
Já no regime de taxas de câmbio flutuantes, o Banco Central se isenta da compra e
venda de divisas, deixando a taxa de câmbio ajustar-se livremente pelo movimento do
mercado. A oferta de moeda estrangeira, suprida pelos exportadores e por aqueles
agentes que trazem renda e capitais para o país, se ajusta à demanda de moeda
estrangeira exercida pelos importadores de bens e serviços e pelos que transferem
rendas e capitais para o exterior. Neste regime, o balanço de pagamentos é equilibrado
de forma automática e o nível de reservas internacionais presentes na economia passa a
ser uma variável passiva. Desta forma, a política monetária é isolada das transações com
o exterior fazendo com que o controle da base monetária possa ser feito através da
dosagem do crédito líquido (entre os integrantes do país) sem que as autoridades
monetárias intervenham comprando ou vendendo nos mercados cambiais. A
determinação do câmbio, então, fica a cargo do jogo de mercado (DORNBUSCH,
1991).
A Figura 3 ilustra a forma como ocorre teoricamente a determinação da taxa de câmbio
através do conceito de regime de câmbio flutuante. Pode ser observada na Figura 3 que
33
a taxa de câmbio de equilíbrio 𝑒∗ é determinada por forças exógenas que afetam as
funções de oferta e demanda por moeda estrangeira. As funções D e S têm relação direta
com as curvas de exportação e importação em termos de comércio exterior, já que delas
depende a disponibilidade de oferta e da demanda por moeda estrangeira no contexto
nacional.
Por exemplo, diante de um choque externo que desloque a curva S para baixo e para a
direita, isso leva a determinação para baixo da taxa de câmbio de equilíbrio em B e
caracterizando uma apreciação cambial em decorrência do excesso de oferta de moeda
estrangeira no mercado nacional.
Figura 3- Determinação da taxa de câmbio de equilíbrio em regime flutuante
Fonte: Elaboração própria, 2014
Segundo Dornbusch (1991), o regime de taxas de câmbio flutuante não assegura a
estabilidade do câmbio. A variabilidade ou volatilidade das taxas de câmbio são
associadas historicamente a este regime e podem representar um sério problema porque
além de ampliar a incerteza dos processos de decisão empresariais pelo fato de inibir a
expansão do comércio exterior, pode vir a provocar movimentos especulativos de
capitais mais arriscados para a gestão das reservas internacionais pelas autoridades
monetárias.
Alguns países ricos que utilizaram o modelo de taxa de câmbio flutuante tiveram
experiências que mostraram que as taxas flutuantes não são capazes de levar ao
alinhamento das taxas de câmbio reais e desta forma não produzem equilíbrios
34
sustentáveis ao balanço de pagamentos e consequentemente à balança comercial do
país.
Além desses dois modelos de variações das taxas de câmbio, existem outros como o
modelo de flutuação “suja”, por exemplo. A chamada flutuação suja caracteriza-se por
intervenções esporádicas dos bancos centrais como uma tentativa de amenizar e
controlar os movimentos especulativos associados à taxa de câmbio. O grande problema
com este tipo de regime é a identificação correta ex ante do nível de flutuações que pode
ser considerado um desvio especulativo em relação a uma tendência de mercado.
(DORNBUSCH, 1991).
Ainda analisando Dornbusch (2001), outro modelo também utilizado é a taxa de câmbio
administrada, onde o valor do câmbio é previamente estabelecido dentro de limites
antecipadamente determinados pelos bancos centrais. Quando o banco central alcança o
limite superior da taxa preestabelecida, vende divisas estrangeiras com o intuito de
voltar ao valor máximo estabelecido e quando alcança o limite inferior, compra divisas
para alcançar o mesmo objetivo.
4.2.1 Características dos regimes cambiais adotados no Brasil nos últimos anos
Com criação do Plano Real, em 1994, a política cambial do Brasil passou a ser um
instrumento fundamental para o entendimento da política monetária também adotada no
país, pelo fato de dar embasamento a esta. Todavia, isso não significa que os regimes
cambais adotados anteriormente não fossem de importância relevante, no entanto a
adoção de uma “âncora cambial” para posteriormente se adotar a flutuação cambial, que
era o projeto estabelecido no plano, facilitou o entendimento da história dos regimes
cambiais adotados no Brasil e facilitou também a relação desse entendimento com
demais assuntos que compõem a política macroeconômica do país e gerou bases para a
interpretação da realidade brasileira.
Contextualizando o cenário que o Brasil vivenciou desde o início da década de 1990,
foram observados grandes desequilíbrios inflacionários. O governo tentou, através da
aplicação de políticas monetárias expansionistas, a convivência com a inflação. No
entanto, seus resultados foram às repressões financeiras que conduziriam ainda mais a
35
casos extremos de hiperinflação. Após algumas tentativas de estabilizar os preços sem
qualquer sucesso, o país adotou programas de estabilização baseados na “âncora”
cambial. Foi então que, diante desse cenário de âncora, o Brasil optou pelo regime de
câmbio fixo (GARCIA; BARCINSKI, 1997).
Após as crises cambiais sucessivas durante a década de 1990, e diante da
insustentabilidade na manutenção de uma taxa de câmbio fixa, novas estratégias foram
definidas pelo governo e a alternativa que passou a se mostrar mais viável foi a adoção
do regime flutuante. Dessa forma, a partir de 1999, tem-se início ao regime de câmbio
flutuante, como resposta das autoridades monetárias no sentido de recuperar a
capacidade de gestão da política monetária e tornar a economia menos suscetível à
frequentes exposições especulativas.
Na Figura 4 abaixo, é possível perceber os reflexos de elevadas taxas de inflação sobre
o crescimento do econômico do país, duas variáveis que também se correlacionam com
as decisões de políticas comercias estabelecidas pelo governo brasileiro no período. Ao
certo, um dos maiores trade-off da adoção de políticas econômicas tem respaldo no
desafio de sustentar o crescimento com baixas taxas de inflação.
Com essa finalidade, foram realizadas diversas combinações de políticas monetárias e
fiscais para essa combinação de resultados. Atualmente, um dos objetivos
macroeconômicos comumente implementados consiste na adoção do regime de metas
inflacionárias, que vem sendo aplicado no Brasil desde junho de 1999.
O regime de metas traduz-se na tentativa de manter sob o controle a elevação
generalizada e contínua dos preços, e assim, obter o controle da inflação. No entanto,
esta variável possui relação diretamente proporcional com o crescimento, que é
exatamente o que se pode deduzir da Figura 4. À medida que se observa tendência de
baixa inflacionária, tem-se que a variável renda tende a manifestar crescimentos menos
expressivos e vice-versa.
36
Figura 4 - Comportamento da Taxa de Inflação e Crescimento do PIB brasileiro no período de
Jan/2000 a Jul/2014
Fonte: Elaboração própria, 2014 com dados do IPEADATA, 2000 a 2014
Assim como as políticas de metas inflacionárias afetam a economia, a escolha do tipo
de regime cambial a ser adotado também interfere diretamente nas demais variáveis que
compõem o sistema, como PIB, inflação, taxa de juros, entre outras, por estabelecerem
correlação direta entre cada uma delas.
O regime de câmbio fixo adotado no Brasil em meados de 1995, como mencionado
anteriormente, funcionava através da definição de limites para a taxa de câmbio por
parte das autoridades monetárias, com reajustes do câmbio nominal prefixado até
janeiro de 1999. Durante essa fase, a política monetária foi utilizada principalmente para
determinar os níveis das reservas internacionais, mas reteve alguma eficácia na
determinação da intensidade de atividade econômica, devido aos controles de
movimentos de capitais (GARCIA; BARCINSKI, 1997).
A partir do segundo semestre de 1995 até o final de 1998 as taxas mensais de correção
da taxa cambial foram aproximadamente constantes. As taxas de juros domésticas foram
mantidas suficientemente elevadas para atrair capitais que financiaram os déficits em
contas correntes, e os controles de movimentos de capitais permitiram recuperar uma
parcela de eficiência da política monetária para controlar a demanda agregada. Porém as
taxas de juros reais superiores às taxas de crescimento econômico, ao lado de déficits
fiscais primários persistentes, provocaram o crescimento da dívida pública em
-0,50
0,00
0,50
1,00
1,50
2,00
2,50
3,00
3,50
0
100
200
300
400
500
20
00
.01
20
00
.09
20
01
.05
20
02
.01
20
02
.09
20
03
.05
20
04
.01
20
04
.09
20
05
.05
20
06
.01
20
06
.09
20
07
.05
20
08
.01
20
08
.09
20
09
.05
20
10
.01
20
10
.09
20
11
.05
20
12
.01
20
12
.09
20
13
.05
20
14
.01
Taxa
de
Infl
ação
(%
)
PIB
em
R$
Bilh
õe
s
Tempo
Taxa de Inflação PIB do Brasil
37
velocidade excessiva, indicando a não sustentabilidade daquele crescimento
(PASTORE; PINOTTI, 2000).
A velocidade de crescimento da dívida externa em termos reais acelerou-se a partir de
1994. Antes de adotar o estabelecimento de limites para a taxa de câmbio, ocorreu um
curto período de flutuação cambial, durante o qual a taxa de câmbio real apreciou-se.
Pastore e Pinotti (2000) avaliaram que os déficits nas contas correntes cresceram com a
valorização do câmbio real e com a elevação da absorção doméstica, gerada por
políticas fiscal e/ou monetária expansionista. Se os déficits não podem ser reduzidos por
alteração no câmbio real, terão de ser reduzidos por alterações por contrações na
absorção. Se a política fiscal também não pode ser utilizada, é necessário manter as
taxas de juros elevadas, o que reduz o crescimento econômico e eleva o crescimento da
dívida pública. Embora, à época, os indicativos econômicos apontassem que o Brasil
devesse abandonar o regime de câmbio fixo com definição de limites para a taxa de
câmbio, a resistência em mantê-lo foi forte, e os custos medidos em termos de perda de
produto foram muito grandes.
Como complemento desta situação, encontra-se a partir de 1999 instalaram-se no país
os efeitos de uma crise cambial agravada pela percepção da degradação dos
fundamentos econômicos e pela intensa sangria de reservas cambiais. Para Farhi (1978),
os ataques especulativos no regime de câmbio administrado tiveram como alvo
principal as reservas em divisas. Para defendê-las, as autoridades monetárias foram
levadas a praticar fortes elevações das taxas de juros, no intuito de atrair capitais e
desestimular a fuga dos já presentes no país. Essa tendência de elevação da taxa de juros
pôde ser percebida também nos anos seguintes. A Figura 5 mostra o pico em 2002,
devido também às incertezas do período eleitoral.
Enquanto o nível de reservas em divisas não diminuiu em excesso, é possível resistir a
esses ataques especulativos. A crise cambial citada anteriormente ocorreu quando essas
reservas encolheram a ponto de serem consideradas insuficientes. No final de 1998, as
expectativas pessimistas relacionadas aos fatores políticos e econômicos tiveram
repercussões rápidas e profundas nos mercados financeiros.
38
Figura 5 - Taxa de Juros Selic – Jan/ 2000 a Ago/2014
Fonte: Elaboração própria, 2014 com dados do IPEADATA, 2000 a 2014
Esses fatos funcionaram como indicadores de mudança iminente na política cambial.
Nos mercados internacionais, a repentina deterioração também não passou despercebida
e teve imediatos reflexos nos preços dos títulos da dívida pública externa e na renovação
das linhas comerciais de curto prazo para o Brasil. Para agravar ainda mais a situação,
as agências de classificação de crédito julgaram a situação grave o suficiente para
rebaixar novamente o rating (classificação de risco de crédito) dos títulos da dívida
soberana do país. Os temores de que a situação do Brasil desencadeasse em nova onda
de turbulência internacional causaram desvalorizações nas principais bolsas de valores
do mundo e, de forma mais acentuada, nas ações de empresas com elevados
investimentos no Brasil e no restante da América Latina (FARHI, 1999).
Diante de toda essa situação, o BACEN anunciou que realizaria alterações da banda de
flutuação da taxa de câmbio, que implicava no aumento do diferencial entre piso e teto
da banda cambial e a adoção de um sistema de alteração desses valores a cada três dias
úteis (denominado de "banda diagonal exógena"). Houve desapontamento diante da
manutenção deste sistema de banda e da magnitude da desvalorização. Os participantes
dos mercados de câmbio e as empresas representadas pelas organizações patronais
torciam claramente pela adoção do sistema de câmbio flutuante que permitiria, em
princípio, a adoção de taxas de juros mais baixas e a retomada do crescimento
econômico do país.
0,0000
0,5000
1,0000
1,5000
2,0000
2,5000
20
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20
13
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20
14
.01
20
14
.07
39
Os negócios no mercado à vista de câmbio passaram, imediatamente, a serem efetuados
no limite superior determinado pelo BC. Poucos dias após o anúncio da decisão de
desvalorizar o Real dentro do sistema de bandas e premido pela intensificação da fuga
de capitais, o Banco Central retirou-se das operações com câmbio, implicando a
suspensão temporária do regime de bandas. A decisão de não intervir no mercado
provocou uma forte oscilação da taxa de câmbio. As demais reações foram bastante
positivas: redução da saída de divisas; alta do Índice Bovespa, acompanhada por uma
recuperação das bolsas do resto do mundo e alta nos preços dos títulos da dívida
externa. Essas reações do mercado financeiro tiveram papel decisivo para que a
flutuação cambial fosse efetivamente implantada. Passada a positiva reação inicial à
mudança de regime cambial, verificou-se um processo de alta continuada da taxa de
câmbio, que foi apontado como um caso típico de "sobre reação" (overshooting) em que
os especuladores acentuam sua pressão, tirando proveito do fato que os demais agentes
financeiros deixam de vender as divisas que possuem ou antecipam suas compras, por
temor a altas suplementares (FARHI, 1999).
A melhora dos indicadores externos e fiscais através da desvalorização contínua do
câmbio levou o país à condição de grau de investimento. Com o sistema de câmbio
flutuante, a entrada de divisas, inicialmente em função dos superávits em CC e,
posteriormente, com o FK, levou a uma tendência constante de apreciação cambial
desde o final de 2002. Este processo só foi ligeiramente interrompido com a crise
financeira de 2008, mas manteve-se até 2011.
Desde então, quando o câmbio atingiu um mínimo na história recente, observa-se uma
perda de valor relativo do real frente ao dólar. De janeiro de 2013 até o final de agosto,
o dólar saiu de um patamar em torno de R$ 2,00/US$ para algo em torno de R$
2,40/US$, cerca de 20% de desvalorização, valor semelhante ao verificado após a crise
de 2008, mas voltou a se retrair nos últimos meses. Pode-se perceber a integração entre
as variáveis juros e câmbio na Figura 6 abaixo.
40
Figura 6 - Taxa de câmbio R$/US$ - 2000 a 2014
Fonte: Elaboração própria, 2014 com dados do IPEADATA, 2000 a 2014
0,00000,50001,00001,50002,00002,50003,00003,50004,0000
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14
.01
Taxa
de
Câm
bio
(R
$/U
$)
Taxa
de
Ju
ros
(%)
Tempo
Taxa de Juros Taxa de Câmbio
41
5 RESULTADOS E DISCUSSÃO
Nesta seção serão apresentadas as variáveis e a metodologia utilizada para a construção
do modelo econométrico ajustado para avaliar a relação entre taxa de câmbio e a
balança comercial brasileira, no período de 2000 a 2014.
Inicialmente é feita a apresentação da metodologia aplicada aos dados de taxa de juros,
taxa de câmbio, renda nacional (PIB) e índice de preços ou inflação (IPC) e a Balança
Comercial. Posteriormente, faz-se o ajustamento do modelo pelo método dos Mínimos
Quadrados Ordinários (MQO), uma técnica econométrica utilizado para inferir o
comportamento temporal das variáveis citadas em relação à balança comercial, com a
finalidade de delimitação da influência entre elas para a minimização dos erros. Por fim,
serão apresentadas as induções a partir da execução do modelo econométrico estimado,
seus desdobramentos e principais resultados obtidos para a economia brasileira no
período.
5.1 VARIÁVEIS UTILIZADAS
Buscando analisar a relação de causalidade entre taxa de câmbio e balança comercial,
faz-se necessária a coleta de variáveis econômicas que permitam inferir sobre a
dinâmica que caracteriza o comércio exterior brasileiro e como a taxa de juros, taxa de
câmbio, PIB e inflação se comportam neste mesmo período. Trabalhos empíricos
sugerem a existência de uma relação inversa entre taxa de câmbio e transações
correntes, pois num momento de depreciação cambial, o saldo da balança comercial
tende a apresentar superávits.
Para embasar os modelos que serão apresentados, foram utilizados dados do
IPEADATA e séries temporais do Banco Central do Brasil sobre taxa de juros, taxa de
câmbio, PIB e inflação no período de janeiro de 2000 a agosto de 2014. Todas as
variáveis foram logaritmizadas com a aplicação da função dos logaritmos neperianos, de
forma a permitir uma interpretação direta do conceito de elasticidade associado ao
parâmetro estimado em relação às variáveis independentes do modelo.
42
A partir da equação 𝑁𝑋 = 𝔣(𝐽𝑈𝑅; 𝐶𝐴𝑀; 𝑌𝑅𝐷; 𝐼𝑃𝐶), estimou-se a expressão Função de
Regressão Amostral (𝐹𝑅𝐴) para representação da regressão amostral:
𝑁�̂� = 𝛽0̂ + 𝛽1̂(𝐽𝑈𝑅) + 𝛽2̂(𝐶𝐴𝑀) + 𝛽3̂ (𝑌𝑅𝐷) + 𝛽4̂ (𝐼𝑃𝐶) + �̂� (5.1)
Os logaritmos de cada variável assumiram as seguintes simbologias: 𝐿𝐸𝑋 (logaritmo de
exportações), 𝐿𝐼𝑀 (logaritmo de importações), 𝑅𝐸𝐿 (logaritmo do quociente das
exportações e importações). No caso particular do modelo 𝑅𝐸𝐿, a estratégia foi definir a
relação entre estas variáveis ao invés do conceito de saldo, já que caso o saldo se
mostrasse deficitário, a definição de logaritmos em números negativos inviabilizaria a
modelagem. Desta forma, as demais variáveis foram assim definidas: 𝐿𝐽𝑈 (logaritmo de
juros), 𝐿𝐶𝐴 (logaritmo do câmbio), 𝐿𝐼𝑃 (logaritmo do índice de preços ou inflação) e
por fim 𝐿𝑌𝐷 (logaritmo do PIB).
Com base nessa forma de tabulação dos dados numéricos, pôde-se analisar e interpretar
as relações pelos estimadores obtidos:
𝛽1 é identificado pela variável 𝐽𝑈𝑅: a relação ente taxa de juros e exportações
líquidas: Δ𝑁𝑋
Δ𝐽𝑈𝑅= 𝛽1, onde ln 𝑁𝑋 = 𝔣(ln 𝐽𝑈𝑅). 𝑁�̂� = 𝛽0 + 𝛽1𝐽𝑈�̂� representa a
relação Δ ln 𝑁𝑋
Δ ln 𝐽𝑈𝑅= 𝛽1 que é elasticidade juros em relação à demanda de
exportações.
De forma análoga, esta interpretação deve servir de base para a análise das demais
variáveis. Para cada variável, a interpretação acima para 𝛽2, 𝛽3 e 𝛽4 representam
respectivamente as elasticidades-câmbio, renda e inflação, todas relacionadas com a
variável dependente, exportações líquidas (𝑁𝑋).
Os principais pressupostos para avaliação da consistência estatística dos resultados
estimados são a não existência da heteroscedasticidade e da autocorrelação entre as
variáveis do modelo. Estes problemas ocorrem devido ao trabalho com séries longas no
tempo, por causa da estacionaridade e da cointegração destas séries. Segundo Gujarati
(2000), o problema de heteroscedasticidade consiste na hipótese de que os erros não
43
apresentam variância constante, ou, em outras palavras de que os erros não são
homoscedásticos. Uma vez detectado este problema, ele poderá ser corrigido pelo teste
de White, realizado automaticamente no programa econométrico Gretl. A ideia é supor,
por exemplo, que pelo método dos mínimos quadrados ordinários (MQO), estime-se o
modelo abaixo:
𝑌 = 𝛽0 + 𝛽1𝑋 𝑡 + 𝛽2𝑍𝑡 + 𝐸𝑡 (5.2)
Pelo teste White, os resíduos da regressão estimada em (5.2) são usados para se estimar
a expressão (5.3) e verificar se existe ou não interação entre os parâmetros.
𝐸𝑡2 = 𝛼0 + 𝛼1𝑋𝑡 + 𝛼2𝑍𝑡 + 𝛼3𝑋𝑡
2 + 𝛼4𝑍𝑡2 + 𝛼5𝑋𝑡𝑍𝑡 + 𝑉𝑡 (5.3)
A hipótese é de que todos os parâmetros estimados sejam estatisticamente iguais à zero,
tal que, 𝛼0 = 𝛼1 = 𝛼2 = 𝛼3 = 𝛼4 = 𝛼5 = 0, para que o erro seja homoscedástico.
Já o problema da autocorrelação é observado na hipótese de que os erros sejam
serialmente correlacionados quando se estima a equação abaixo (5.4). Para detectar a
presença de correlação serial faz-se uso do teste de Breusch-Godfrey (Teste LM),
também realizado automaticamente pelo programa econométrico Gretl (GUJARATI;
2000).
𝑌 = 𝛽0 + 𝛽1𝑋𝑡 + 𝛽2𝑍 𝑡 + 𝐸𝑡 (5.4)
Para verificar a presença de autocorrelação, o termo de erro, 𝐸𝑡, em (5.4) é regredido em
um processo autoregressivo como 𝐸𝑡 = 𝜌1𝐸𝑡−1 + ⋯ + 𝜌𝑝𝐸𝑡−𝜌 + 𝑉𝑡, onde 𝜌 é igual ao
número de regressores. Na ausência de autocorrelação, se aceita a hipótese de que
𝜌1 = ⋯ = 𝜌𝑝 = 0. Assim, o teste de Breusch-Godfrey é baseado na estimação da
equação (5.5), testando-se a hipótese nula de que 𝜌1 = ⋯ = 𝜌𝑝 = 0, indicação de
ausência da autocorrelação (GUJARATI, 2000).
𝐸𝑡 = 𝛽0 + 𝛽1𝑋𝑡 + 𝛽2𝑍𝑡 + 𝜌1𝐸𝑡−1 + ⋯ + 𝜌𝑝𝐸𝑡−𝜌 + 𝑉𝑡 (5.5)
44
Outro teste que pode ser realizado para solucionar o problema de autocorrelação entre
as variáveis descritivas é a estatística Durbin Watson que será mostrado no decorrer
deste trabalho.
Além destas verificações já apresentadas, ao desenvolver modelos de séries temporais
sempre é necessário realizar a conferência se o processo estocástico subjacente que
gerou a série não varia em relação ao tempo. Caso as características do processo variem
em relação ao tempo, isto é, se o processo é não estacionário, muitas vezes será difícil
representar a série temporal em um modelo algébrico simples que indique relações de
curto e longo prazo. No entanto, se o processo estocástico é fixo no tempo, ou seja,
estacionário pode-se modelá-lo através de equações com coeficientes fixos que podem
ser estimados com dados do passado, caracterizando assim a série temporal.
(GUJARATI, 2000).
Segundo Fava e Cati (1995), a origem da discussão sobre a existência de raiz unitária
nas séries econômicas está no debate sobre a estacionaridade ou não da tendência, sendo
que grande parte dos dados utilizados na análise empírica em economia está na forma de
séries temporais.
Uma série com uma tendência estocástica se diferencia de outra com uma tendência
determinística, pois as mudanças na mesma deixam de ter um caráter transitório e
passam a apresentar um caráter permanente (PEREIRA, 1988; GUJARATI, 2000).
Portanto, a determinação da presença de raiz unitária é relevante para a economia, pois
auxilia no processo de verificação de várias teorias. Uma das aplicações dessa análise
constitui-se na verificação da passividade das políticas econômicas. Além disso, a
presença de raiz unitária pode ser utilizada como um indicativo de que os agentes
econômicos possuem um comportamento racional, utilizando todas as informações
disponíveis. Pereira (1988) e Perron e outros (1995).
Baseado em Harris (1995), a utilização dos modelos de regressão envolvendo séries
temporais não estacionárias pode conduzir ao problema que se convencionou chamar de
regressão espúria, isto é quando temos uma alta explicabilidade da variável dependente
pelas variáveis independentes (representado nos modelos por R-quadrado) sem uma
45
relação significativa entre estas variáveis. Isto ocorre, pois a presença de uma tendência,
crescente ou decrescente, em ambas as séries leva a um alto valor do 𝑅2, mas não
necessariamente a presença de uma relação verdadeira entre as séries (GUJARATI,
2000).
Neste contexto, outra importante análise diz respeito à cointegração que surge para as
séries econômicas conhecidas como não estacionárias. Ainda segundo Gujarati (2000),
basicamente a presença de raiz unitária na série temporal conduz a resultados viesados,
invalidando os pressupostos da estatística clássica de que a média e a variância sejam
constantes ao longo do tempo, e, com isso, mascarando o relacionamento entre duas, ou
mais, variáveis. Detectada a presença de raiz unitária, deve-se trabalhar com as séries
temporais diferenciadas e não em nível, ou seja, a tendência precisa ser removida.
Assim, quando uma série econômica apresentar uma tendência estocástica tornar-se-á
estacionária após a aplicação de uma ou mais diferenças, pois terá pelo menos uma raiz
unitária. No entanto, ao se remover a tendência, elementos de longo prazo entre as
variáveis são eliminados.
Segundo Pindyck e Rubinfeld (2004), dando sequência a esse raciocínio pode-se
afirmar que uma série temporal é estocástica quando ela é gerada por um conjunto de
variáveis aleatórias distribuídas conjuntamente e representam um resultado particular da
função de distribuição de probabilidade conjunta. Apresentando algebricamente, temos
uma série estacionária quando:
𝑝(𝑦𝑡, … , 𝑦𝑡+𝑘) = 𝑝(𝑦𝑡+𝑚, … , 𝑦𝑡+𝑘+𝑚) (5.6)
e
𝑝(𝑦𝑡) = 𝑝(𝑦𝑡+𝑚) (5.7)
Para qualquer 𝑡, 𝑘 e 𝑚.
Para correção deste problema, caso a série temporal seja não estacionária, alguns
artifícios podem ser utilizados, dentre eles o mais adotado é conhecido como teste da
raiz unitária ou teste de Dickey-Fuller. Este teste consiste na estimação da equação da
série temporal proposta acima e posteriormente na identificação do coeficiente 𝑌𝑡−1 na
46
equação. Depois, divide-se este coeficiente pelo seu desvio-padrão, obtendo a estatística
Tau. Para finalizá-lo, basta consultar as tabelas de Dickey-Fuller e analisar o resultado.
Se o valor encontrado é menor que o valor crítico da tabela, isto indica que a série não
possui raiz unitária e desta forma é estacionário. O resultado oposto ocorre se o valor
encontrado for maior que o valor crítico da tabela, apresentando assim uma série não
estacionária (PINDYCK; RUBINFELD, 2004).
Outro teste econométrico que precisa ser feito com os resultados de um modelo
estabelecido, é acerca da existência de correlação entre as variáveis propostas. Em
suma, os testes de cointegração permitem determinar se as séries temporais envolvidas
possuem ou não uma relação de longo prazo. Ou seja, se as variáveis dependente e
independente possuem relações estáveis entre si com o passar do tempo.
Existem na literatura, vários testes para detectar correlação em séries temporais. Os
mais complexos utilizam uma representação em vetor autoregressivo, proposto pro
Johansen, e também existem testes que consistem em modelos de regressão, estudando
uma combinação linear entre as séries temporais envolvidas.
Esses testes de correlação são fundamentalmente aplicáveis nos modelos matemáticos,
pois, muitas vezes na teoria econômica existem indicações de comportamentos
conjuntos entre determinadas variáveis que na realidade prática não se aplica. Partindo
deste pressuposto, então, o teste de correlação indica, em termos práticos, como
variáveis associadas pela teoria devem se comportar de forma conjunta no longo prazo,
ou seja, devem se mover juntas com o passar do tempo de tal modo que a combinação
linear entre elas seja estacionária (PINDYCK; RUBINFELD, 2004).
Logo, primeiro é necessário verificar se o teste da raiz unitária possui validade no
modelo para testar a cointegração. Este se resume, então, na estimação por MQO da
regressão abaixo, conhecida como regressão de cointegração:
𝑋𝑡 = 𝛼 + 𝛽𝑦𝑡 + 𝜀𝑡 (5.8)
47
Após esta estimação, realiza-se o teste se os resíduos desta equação são estacionários.
Se 𝑋𝑡 e 𝑌𝑡 não são cointegrados, qualquer combinação linear deles será não estacionária
e, portanto, os resíduos 𝜀𝑡 serão também não estacionários (PINDYCK; RUBINFELD,
2004).
Ainda de acordo com Pindyck; Rubinfeld (2004), além da aplicação do teste de Dickey-
Fuller sobre a série de resíduos como vimos acima, pode-se testar também a hipótese de
que 𝜖𝑡 é não estacionária ao verificar a estatística Durbin-Watson da regressão de
cointegração. A estatística Durbin-Watson (𝐷𝐵) é dada por:
𝐷𝑊 =∑(𝜀𝑡 −𝜀𝑡−1)²
∑(𝜀𝑡)² (5.9)
Os valores desta estatística irão abranger o intervalo observado na figura abaixo,
seguindo a seguinte interpretação: Valores próximos a zero indicam a existência do
problema de autocorrelação entre as variáveis do modelo; valores próximos a dois
indicam a existência de uma autocorrelação, porém não significativa, e, portanto um
bom ajuste ao modelo; e os valores próximos a quatro indicam que o ajuste do modelo é
satisfatório e por isso não existe a presença de autocorrelação.
Figura 7 - Valores da estatística Durbin Watson
Fonte: Elaboração própria com base nos modelos rodados pelo Programa Gretl.
Se 𝜀𝑡 é um passeio aleatório, o valor esperado de (𝜀𝑡 − 𝜀𝑡−1) é zero, e assim a estatística
Durbin-Watson deve ficar próxima de zero (𝐷𝐵 = 0). Analisa-se este resultado da
equação acima em relação à tabela dos valores críticos proposta por Engle e Granger,
que tem como hipótese nula a não existência de cointegração e hipótese alternativa a
presença de cointegração. O procedimento é adequado apenas para o caso em que há, no
máximo, uma relação de cointegração e assim verifica-se se há ou não correlação
levando em consideração o nível de significância adotado no modelo.
48
5.2 ANÁLISES DOS RESULTADOS
Os dados constantes da Tabela 1 apresentam os resultados do ajustamento da variável
dependente, exportações líquidas, em sua forma log neperiano – LEX em regressão com
as variáveis independentes também logaritmizadas, taxa de juros (𝐿𝐽𝑈), taxa de câmbio
(𝐿𝐶𝐴), PIB (𝐿𝑌𝐷) e índice de preços (𝐼𝑃𝐶), esta última variável sem a aplicação
logarítmica, em razão de sua insignificância na forma normalizada. Na tabela 1 abaixo
constam as principais medidas de validação desta regressão estimada.
Tabela 1- Modelo com 𝐿𝐸𝑋 como variável dependente
Coeficiente Erro padrão Razão t p-valor
Constante −5,82886 0,452222 −12,89 5,37e-027 ***
LJU 0,35585 0,0599551 5,935 1,59e-08 ***
LCA −0,439778 0,063943 −6,878 1,10e-010 ***
LYD 1,26141 0,0368546 34,23 1,99e-078 ***
IPC −0,0522085 0,0276254 −1,890 0,0605 *
Fonte: Elaboração própria, 2014 com base no Programa Gretl, 2014
Os asteriscos que aparecem na coluna do p-valor para as variáveis explicativas possuem
significância estatística nível 1% (***); 5% (**) ou 10% (*). A partir dos dados obtidos
da Tabela 1, a equação proposta pelo modelo pode ser escrita da seguinte forma:
𝑁�̂� = −5,83 + 0,36(𝐽𝑈𝑅) − 0,44(𝐶𝐴𝑀) + 1,26(𝑌𝑅𝐷) − 0,05(𝐼𝑃𝐶) + �̂� (5.10)
Tabela 2 - Resultados provenientes do modelo com LEX como variável dependente
Média var. dependente 9,2952
D.P. var. dependente 0,5607
Soma resíduos quadrados 2,9597
E.P. da regressão 0,1316
R-quadrado 0,9462
R-quadrado ajustado 0,9450
F(4, 171) 751,9984
P-valor(F) 2,4 e-107
�̂� 0,7127
Durbin-Watson 0,5567
Fonte: Elaboração própria, 2014 com base no programa Gretl, 2014
49
Em se tratando das Tabelas 1 e 2, a interpretação imediata de resultados indica que a
regressão estimada é espúria, uma vez que o principal problema de validação estatística
dos parâmetros estimados está relacionado com a existência de autocorrelação dos
resíduos, pelo teste de Durbin Watson (𝐷𝑊) ser igual a 0,56 e apresentar um alto valor
de R-quadrado. Embora os parâmetros estimados sejam estatisticamente significativos
pelo p-valor, a magnitude desses mesmos parâmetros não deve ser interpretada como
elasticidades de impacto sobre as exportações brasileiras no período.
Frequentemente regressões espúrias são caracterizadas por um elevado R-quadrado e
um baixo valor da estatística de Durbin Watson que é o que podemos observar a partir
da análise das tabelas apresentadas acima. Com o intuito de evitar este problema uma
solução recomendada é trabalhar com as séries diferenciadas ao invés das séries em
nível. No entanto, este método apresenta outros problemas, pois elimina a tendência das
séries temporais e esconde a relação de longo prazo entre as variáveis envolvidas o que
traz uma controvérsia entre econometristas e analistas de séries temporais. Os primeiros
argumentam que as diferenças sucessivas aplicadas às séries de interesse podem levar a
problemas de má-especificação dos modelos, e assim dificultar a interpretação de
possíveis relações de equilíbrio de longo prazo das variáveis. Já os seguidores da teoria
de Box e Jenkins são favoráveis à diferenciação das variáveis e à aplicação de modelos
de regressão às séries diferenciadas (GUAJARATI, 2000).
As variáveis do modelo 𝐿𝐸𝑋 observado na Tabela 1 apresentaram sinais inconsistentes
com a aplicabilidade da teoria econômica, pois, pode-se inferir que os parâmetros
obtidos para 𝐿𝐽𝑈, 𝐿𝐶𝐴, 𝐿𝑌𝐷 e 𝐼𝑃𝐶, respectivamente devem ter coeficientes (-), (+), (+)
e (+), indicando que o efeito percentual de uma variação da taxa de juros sobre as
exportações é negativo, e, que, nos casos de taxa de câmbio, PIB e índice de preços,
seus efeitos percentuais sobre as exportações são positivos.
Partindo-se do principio de que os juros reais possuem impacto negativo sobre as contas
externas do país, é possível argumentar que a elevação destes juros na composição
econômica dificulta os financiamentos externos e consequentemente a realização de
investimentos. De forma análoga, quando se tem juros reais em níveis mais baixos, as
exportações crescem pelo fato dos financiamentos se tornarem mais acessíveis e,
50
portanto possibilitar maiores investimentos no país. Sendo assim, é possível
compreender o porquê da relação inversa entre juros e transações correntes.
As outras variáveis apresentadas na Tabela 1 (taxa de câmbio, PIB e índice de preços),
são fatores estimulantes ao desenvolvimento do setor externo e, portanto são
diretamente proporcionais ao crescimento das exportações. Ao analisar os efeitos da
taxa de câmbio sobre as exportações, pode-se perceber que uma desvalorização cambial
aumenta a competividade dos produtos brasileiros no mercado externo, elevando assim
a rentabilidade e estímulo dos investimentos para as exportações. Em paralelo, esta
desvalorização cambial facilita a entrada de produtos nacionais no exterior e ainda
mostra-se vantajosa sobre a concorrência de produtos brasileiros com similares
importados no mercado doméstico.
Analisando o PIB e sua relação com as exportações, muitos estudos teóricos mostram
que o saldo das contas externas pode revelar o crescimento econômico do país, como
afirma o modelo de Thirlwall (EICHENGREEN; 2008). A partir da análise da equação
da demanda agregada 𝐷𝐴 = 𝐶 + 𝐼 + 𝐺 + (𝑋 − 𝑀), pode-se perceber que a variável
exportações (𝑋) assume relação direta com o valor da demanda agregada, revelando que
o nível de crescimento econômico do país (PIB) possui relação (+) com as transações
correntes do país.
O índice de preços, por sua vez, estabelece uma relação direta com as exportações uma
vez que o seu aumento, principalmente relacionado com o preço das exportações, traduz
um aumento na receita do país exportador (KRUGMAN; OBSTFELD, 1997).
Consequentemente, se temos preços baixos vinculados aos produtos exportados, a
receita vinculado ao saldo exportador não será muito expressiva.
A análise das tabelas 3 e 4 abaixo apresentam os resultados do ajuste da regressão para
as importações e as mesmas variáveis independentes consideradas anteriormente. A
variável importação na forma de 𝐿𝐼𝑀 (logaritmo de importações), em regressão com
𝐿𝐽𝑈 (logaritmo de juros), 𝐿𝐶𝐴 (logaritmo de câmbio), 𝐿𝑌𝐷 (logaritmo de renda) e 𝐼𝑃𝐶
(taxa de inflação). Pelo teste Durbin-Wastson, o modelo ajustado demonstra o problema
51
de autocorrelação, com DW igual a 0,7722, requerendo para o efeito o teste de correção
dos resíduos.
Partindo da mesma condução de análise do modelo 𝐿𝐸𝑋 apresentado anteriormente,
pode-se inferir sobre os sinais dos parâmetros obtidos para 𝐿𝐽𝑈, 𝐿𝐶𝐴, 𝐿𝑌𝐷 e 𝐼𝑃𝐶,
respectivamente com coeficientes (-), (+), (+) e (+), indicando a mesma interpretação
sobre as variáveis correlacionas com as exportações líquidas no modelo citado.
Tabela 3 - Modelo com LIM como variável dependente
Coeficiente Erro Padrão Razão t p-valor
Constante −3,98947 0,442339 −9,019 3,77e-016 ***
LJU 0,0137899 0,0586447 0,2351 0,8144**
LCA −0,805172 0,0625454 −12,87 5,96e-027 ***
LYD 1,11558 0,0360491 30,95 5,58e-072 ***
IPC 0,0455278 0,0270216 1,685 0,0938 *
Fonte: Elaboração própria, 2014 com dados do modelo rodado no programa Gretl, 2014
A partir dos dados obtidos da Tabela 3, a equação proposta pelo modelo pode ser escrita
da seguinte forma:
𝑁�̂� = −3,99 + 0,01(𝐽𝑈𝑅) − 0,81(𝐶𝐴𝑀) + 1,12(𝑌𝑅𝐷) + 0,05(𝐼𝑃𝐶) + �̂� (5.11)
Tabela 4 - Resultados provenientes do modelo com LIM como variável dependente
Média var. dependente 9,0973
D.P. var. dependente 0,6157
Soma resíduos quadrados 2,8317
E.P. da regressão 0,1287
R-quadrado 0,9573
R-quadrado ajustado 0,9563
F(4, 171) 958,6633
P-valor(F) 0,0000
�̂� 0,6260
Durbin-Watson 0,7422
Fonte: Elaboração própria, 2014 com dados do modelo rodado no programa Gretl,
2014
52
Também é possível perceber que as variáveis estimadas para apresentação do modelo
𝐿𝐼𝑀 assim o anterior 𝐿𝐸𝑋, apresentam-se bastante significantes no modelo, por terem
p-valores baixos, concluindo, desta forma, que o resultado observado é estatisticamente
relevante. A presença dos * ao lado desta estatística também retrata esta significância.
No entanto, percebe-se que o modelo 𝐿𝐼𝑀 apresenta R-quadrado e R-quadrado ajustado
elevados, mostrando uma excelência na explicação das variáveis dependentes, 𝐿𝐸𝑋,
𝐿𝐶𝐴, 𝐿𝑌𝐷 e 𝐼𝑃𝐶 sobre as importações, embora de forma espúria. Isso significa que a
relação entre estas variáveis regressoras pode ser meramente numérica, sem ter
associado a elas uma interpretação econômica.
Ou seja, mesmo apresentando R-quadrado elevado, que teoricamente reflete-se em um
bom indicador econométrico, apresentam baixo valor da estatística Durbin-Watson
(𝐷𝑊) que no caso deste modelo é 0,74.
Sendo assim, o modelo revela-se como uma regressão espúria que pode ser solucionada
a partir da utilização da ferramenta de séries diferenciadas ao invés de séries de nível.
Visando aperfeiçoar o significado dos resultados obtidos da estimação com variáveis
dependentes exportações (𝐿𝐸𝑋) e importações (𝐿𝐼𝑀), um terceiro modelo foi ajustado,
dessa vez considerando o quociente entre exportações e importações, já que em um
cenário de saldo positivo da Balança Comercial espera-se que tal relação seja maior que
uma unidade e nos casos de saldo negativo, a relação entre exportações e importações
deve ser menor que a unidade.
Assim a regressão de 𝑅𝐸𝐿 como variável dependente e utilizando as mesmas variáveis
independentes anteriormente consideradas, pode ser observada nas Tabelas 5 e 6 abaixo
apresentadas.
53
Tabela 5 - Modelo com REL como variável dependente
Coeficiente Erro Padrão Razão t p-valor
Constante −1,29191 0,617076 −2,094 0,0378 **
LJU 0,430259 0,0818112 5,259 4,28e-07 ***
LCA 0,481130 0,0872528 5,514 1,27e-07 ***
LYD 0,179916 0,0502896 3,578 0,0005 ***
IPC −0,130732 0,0376960 −3,468 0,0007 ***
Fonte: Elaboração própria, 2014 com dados do modelo rodado no programa Gretl, 2014
A partir dos dados obtidos da Tabela 5, a equação proposta pelo modelo pode ser escrita
da seguinte forma:
𝑁�̂� = −1,29 + 0,43(𝐽𝑈𝑅) + 0,48(𝐶𝐴𝑀) + 0,18(𝑌𝑅𝐷) − 0,13(𝐼𝑃𝐶) + �̂� (5.12)
Tabela 6 - Resultados provenientes do modelo com REL como variável dependente
Média var. dependente 1,240199
D.P. var. dependente 0,234046
Soma resíd. quadrados 5,510862
E.P. da regressão 0,179520
R-quadrado 0,425115
R-quadrado ajustado 0,411668
F(4, 171) 31,61274
P-valor(F) 1,04e-19
�̂� 0,613493
Durbin-Watson 0,771717
Fonte: Elaboração própria, 2014 com dados do modelo rodado no programa Gretl,
2014
Nas Tabelas 5 e 6 apresentam-se os modelos ajustados sem a correção do problema de
autocorrelação. Partindo da mesma condução de análise dos modelos 𝐿𝐸𝑋 e
𝐿𝐼𝑀 apresentados anteriormente, pode-se inferir sobre os sinais dos parâmetros obtidos
para 𝐿𝐽𝑈, 𝐿𝐶𝐴, 𝐿𝑌𝐷 e 𝐼𝑃𝐶, respectivamente com coeficientes (-), (+), (+) e (+),
indicando a mesma interpretação sobre as variáveis correlacionas com as exportações
líquidas nos modelos citados.
54
Os resultados de R-quadrado e R-quadrado ajustado apresentam-se menores neste
modelo, em torno de 0,40, ou seja, o modelo 𝑅𝐸𝐿 possui um nível de explicabilidade de
cerca de 40% das variáveis independentes em relação à variável dependente. A
estatística Durbin-Watson possui valor de 0,77, indicando que o problema de
autocorrelação é presente, porém de forma mais reduzida se compararmos aos modelos
anteriores.
Ao analisarmos os p-valores associados a cada parâmetro do modelo, observa-se que
todas as variáveis explicativas continuam apresentando elevados níveis de significância
principalmente ao nível de 1% (***), o que conduz a uma boa verificação do modelo e
permite afirmar que os valores associados a 𝛽1, 𝛽2 e 𝛽3 são determinísticos na
apresentação e análise das respectivas elasticidade-juros, câmbio e renda.
É possível, então, constatar que o modelo 𝑅𝐸𝐿 induz a resultados mais realistas quando
analisamos as variáveis apresentadas, e que consequentemente os mesmos tendem a
reduzir os problemas inerentes aos modelos de econometria como heteroscedasticidade,
autocorrelação e não estacionaridade das séries temporais. Sendo assim, estas
estimativas vão ser suficientes para compor estas análises e demostrar que ao serem
significantes inferem bons resultados a cada elasticidade citada.
Os resultados constantes das Tabelas 7 e 8 (ver pg. 55) representam o modelo 𝑅𝐸𝐿
contra as mesmas variáveis antes consideradas, mas com a avaliação do teste de
autocorrelação.
Neste caso, os coeficientes 𝐿𝐽𝑈, 𝐿𝐶𝐴, 𝐿𝑌𝐷 e 𝐼𝑃𝐶 podem ser imediatamente
interpretados como elasticidades e com significância em termos de magnitudes dos
valores estimados. A partir dos dados obtidos na Tabela 7 apresentada abaixo, a
equação proposta pelo modelo 𝑅𝐸𝐿 ajustado pode ser escrita da seguinte forma:
𝑁�̂� = 0,61 − 0,12(𝐽𝑈𝑅) + 0,13(𝐶𝐴𝑀) + 0,06(𝑌𝑅𝐷) + 0,06(𝐼𝑃𝐶) + �̂� (5.13)
55
Tabela 7 - Modelo ajustado ao teste com REL como variável dependente
Coeficiente Erro Padrão Razão t p-valor
Constante 0,607142 0,397861 1,526 0,1290
LJU −0,118916 0,054048 −2,200 0,0292**
LCA 0,128840 0,058428 2,205 0,0289**
LYD 0,0601408 0,032758 −1,836 0,0682*
IPC 0,0552381 0,024237 2,279 0,0240**
uhat_1 0,274897 0,073692 3,730 0,0003***
uhat_2 0,372283 0,074479 4,998 1,51e-06 ***
uhat_3 0,0645867 0,079551 0,8119 0,4181
uhat_4 −0,0833995 0,078972 −1,056 0,2925
uhat_5 0,00310638 0,079034 0,03930 0,9687
uhat_6 0,0923408 0,079593 1,160 1,1600,2477
uhat_7 0,0149790 0,080406 0,1863 0,8525
uhat_8 0,0386796 0,083194 0,4649 0,6426
uhat_9 0,196303 0,083147 2,361 0,0194**
uhat_10 −0,0305408 0,085037 −0,3591 0,7200
uhat_11 −0,221513 0,078667 −2,816 0,0055***
uhat_12 0,340977 0,078243 4,358 2,35e-05***
Fonte: Elaboração própria, 2014 com dados do modelo rodado no programa Gretl, 2014
Tabela 8 - Resultados do modelo ajustado ao teste - REL como variável dependente
R-quadrado = 0,638251
Estatística de teste: LMF = 23,377637,
com p-valor = P(F(12,159) > 23,3776) = 2,73e-029
Estatística alternativa: 𝑻𝑹𝟐 = 112,332230,
com p-valor = P(Qui-quadrado(12) > 112,332) = 2,07e-018
Ljung-Box Q' = 534,493,
com p-valor = P(Qui-quadrado(12) > 534,493) = 9,99e-107
Fonte: Elaboração própria, 2014 com dados do modelo rodado no programa
Gretl, 2014
Conforme visto pelo desenvolvimento dos pressupostos teóricos de Marshall Lerner
aplicado aos modelos analisados, pode-se afirmar que após o ajuste realizado neste
último modelo, os seus estimadores passaram a revelar estatísticas condizentes com a
realidade esperada. Inicialmente, pode-se inferir que os sinais dos parâmetros obtidos
para 𝐿𝐽𝑈, 𝐿𝐶𝐴, 𝐿𝑌𝐷 e 𝐼𝑃𝐶, respectivamente são os coeficientes (-), (+), (+) e (+),
confirmando as indicações teóricas apresentadas.
Ao analisar os parâmetros estimados 𝛽0, 𝛽1, 𝛽2, 𝛽3 e 𝛽4 que são respectivamente, os
coeficientes do intercepto, 𝐿𝐽𝑈, 𝐿𝐶𝐴, 𝐿𝑌𝐷 𝑒 𝐼𝑃𝐶, observa-se que todos apresentaram
56
elevados níveis de significância, variando entre os níveis de 1% (***) e 5% (**), o que
conduz a uma boa verificação do modelo e permite afirmar que os valores associados a
𝛽1, 𝛽2 e 𝛽3 são determinísticos na apresentação e análise das respectivas elasticidade-
juros, câmbio e renda.
Os estimadores 𝛽0, 𝛽1, 𝛽2, 𝛽3 e 𝛽4 também apresentaram neste último modelo, baixos
valores de erros padrões, garantindo assim uma das principais propriedades do modelo
de Mínimos Quadrados Ordinários que é a variância mínima (𝐷𝑃 = √𝑣𝑎𝑟) entre todos
os estimadores não viesados do modelo (Teorema de Gauss-Markov).
O R-quadrado deste modelo ajustado apresenta valor em torno de 0,64, ou seja, o
modelo 𝑅𝐸𝐿 ajustado possui um nível de explicabilidade de cerca de 64% das variáveis
independentes em relação à variável dependente. Isso significa um bom nível de
explicabilidade, garantindo que a escolha das variáveis independentes foi realizada de
forma consistente e válida.
Dando continuidade à análise desses resultados, as variáveis denominadas na Tabela 7
como 𝑢ℎ𝑎𝑡 caracterizam que o teste LM para correção do problema de autocorrelação
foi aplicado com nível 12 de defasagem, com a finalidade de garantir bons resultados ao
modelo.
Desta forma, é possível concluir pelo embasamento nos resultados acima descritos
através do modelo ajustado 𝑅𝐸𝐿, que a condição Marshall-Lerner, apresentada como
base da fundamentação teórica para este trabalho, integra o uso de variáveis câmbio e
saldo da balança comercial no período de 2000 – 2014, de forma a garantir a afirmação
da hipótese que a condição necessária e suficiente para que uma desvalorização da
moeda afete positivamente a balança comercial é que a soma das elasticidades da
demanda por exportações e importações seja superior à unidade (𝜂𝑥 + 𝜂𝑚 > 1 ).
Ao considerarmos que todos os pressupostos do modelo foram obedecidos, isso
significa dizer que os valores exportados respondem positivamente a desvalorizações na
moeda nacional, sendo possível esta afirmação pelo fato dos preços das exportações,
57
medidos em termos de moeda estrangeira cair, tornando a mercadoria nacional mais
atrativa e consequentemente estimulando as exportações.
Portanto, podemos afirmar que a balança comercial é afetada positivamente por uma
elevação da taxa de câmbio ao constatarmos que a soma das elasticidades de demanda
por exportações e importação consegue atingir uma unidade, que é o que verificamos
pela apresentação dos dados das tabelas 7 e 8.
58
6 CONSIDERAÇÕES FINAIS
A discussão sobre as formas de ajuste da balança comercial ao longo desta dissertação
centrou-se sobre a ótica da abordagem das elasticidades e verificação da aplicabilidade
da condição Marshall-Lerner em relação à influência que a taxa de câmbio exerce no
saldo desta. Estas análises, fundamentadas em aspectos teóricos e práticos, defendem
que a elevação da taxa de câmbio melhora o saldo da balança comercial por afetar os
preços relativos da economia, particularmente os termos-de-troca, provocando um efeito
substituição entre os produtos domésticos e externos, favorecendo os primeiros em
detrimento dos últimos.
A Abordagem das Elasticidades, que serve de base para a Expenditure Switching
Policy, defende a existência de um trade-off entre a taxa de câmbio e o equilíbrio
externo de maneira que as situações de desequilíbrio externo seriam basicamente
provenientes de movimentos na taxa de câmbio. Assim, segundo esta abordagem,
reduções da taxa de câmbio teriam como resultado um déficit comercial ao passo que
elevações da taxa de câmbio ocasionariam um superávit comercial. Vale notar que os
defensores desta abordagem revertem a relação de causalidade entre o equilíbrio da
balança comercial e a taxa de câmbio na medida em que o ajuste automático da taxa de
câmbio, cede lugar para o controle da taxa de câmbio. Na realidade o maior problema
enfrentado para aplicação da Expenditure Swicth Policy está relacionado à determinação
dos limites à desvalorização da moeda. De acordo à Abordagem das Elasticidades estes
limites estariam condicionados às elasticidades da oferta e da demanda por exportações
e importações.
Em linhas gerais, a Abordagem das Elasticidades tem como mérito principal demonstrar
que a taxa de câmbio, devido a sua relação com o equilíbrio externo, constitui-se como
um importante instrumento de política econômica. Partindo deste pressuposto, foi
apresentada uma retrospectiva dos cenários das principais políticas comerciais adotadas
no Brasil nos últimos dez anos, com foco nas políticas monetárias, visando entender
como esta teoria sobre elasticidade aplica-se na recente realidade brasileira. Outro
aspecto relevante na interpretação desta análise sobre elasticidade é entender que esta
abordagem pode apresentar um efeito adverso da variação da renda sobre a balança
59
comercial. Daí a justificativa da Abordagem das Elasticidades ser considerada como
uma análise parcial do efeito de uma desvalorização sobre a balança comercial.
Sendo assim, ainda que a elevação da taxa de câmbio inicialmente atuasse no sentido de
aumentar o saldo comercial – conforme propõe a Abordagem das Elasticidades – o seu
efeito final ainda estaria condicionado a conceitos mais complexos dentro do universo
econômico. Decerto, sob a hipótese de que a taxa de juros não seja afetada pela
elevação da taxa de câmbio somente pode-se garantir que a balança comercial realmente
reagirá positivamente a uma elevação da taxa de câmbio quando a soma das
elasticidades de exportação e importação são maiores do que uma unidade, que é
exatamente o que se pode observar quando consideramos que o pressuposto
fundamental da teoria de Marshall Lerner é verdadeiro.
Para embasamento metodológico desta afirmação, utilizamos a condição Marshall-
Lerner como teoria para os testes aplicados à função de regressão proposta. Desta
forma, os modelos econométricos foram desenvolvidos utilizando variáveis explicativas
que supostamente afetariam o saldo da balança comercial e a verificação desta
afirmativa se deu através da análise dos parâmetros estabelecidos pela série temporal de
cada um destes modelos.
Por fim, após resultados obtidos quando executamos os dados das séries temporais no
programa econométrico, pode-se perceber que embora alguns pressupostos, como por
exemplo, o de autocorrelação, tenha sido violado nos primeiros modelos desenvolvidos,
𝐿𝐸𝑋 e 𝐿𝐼𝑀, quando foi realizada uma análise do conjunto das variáveis através do
modelo 𝑅𝐸𝐿 e do modelo 𝑅𝐸𝐿 ajustado, que é o modelo após alguns testes para
minimizar esta violação de pressupostos, obtiveram-se os resultados esperados.
Os p-valores de todos os modelos apresentados neste trabalho revelaram variáveis
explicativas altamente significantes, sustentando a hipótese de que o modelo tem
consistência e validade sob a ótica da teoria econômica desenvolvida. Ou seja, as
variáveis independentes escolhidas, taxa de juros; taxa de câmbio; renda nacional e
inflação funcionam para explicar as variações no saldo da balança comercial com
elevados níveis de aplicabilidade.
60
Em vista dos argumentos apresentados e dos modelos econométricos expostos neste
trabalho, pode-se concluir que a teoria de Abordagem das Elasticidades proposta e
principalmente o fundamento apresentado pelo teorema de Marshall Lerner, possuem
aplicabilidade frente à realidade das transações correntes no Brasil no período analisado.
Em suma, a partir da integração destas análises, conclui-se que um efeito total de uma
variação na taxa de câmbio sobre a balança comercial está condicionado às elasticidades
juros, câmbio e renda. Sendo assim, a teoria de que uma desvalorização cambial,
mesmo que com efeitos defasados, estimula positivamente o saldo da balança comercial
brasileira aplica-se à realidade.
61
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