6.2 - Regime de taxas flutuantes e seus reflexos na política cambial brasileira

            São sistemas de determinação da taxa de câmbio, onde o próprio mercado livre de qualquer intervenção oficial, interage entre a oferta e demanda de divisas determinando o valor da taxa de câmbio e sua respectiva cotação, este mecanismo é automático para manter o balanço de pagamentos em perfeito equilíbrio. No entanto, mas uma vez a forma pura desse regime de câmbio flutuante raramente é encontrada atualmente sendo utilizado com mais freqüência as taxas de câmbio administradas, que é o nosso atual regime cambial que entrou em vigor a partir de março de 1999 e permanece até os diais atuais, nesse sistema embora o mercado seja o principal ditador da taxa de câmbio, na prática há ocasiões em que o BACEN tentam influenciar nas cotações intervindo através de instrumentos de política  econômica, como por exemplo a taxa de juros ou ainda por meio de intervenção direta no mercado de divisas. Portanto, quando  o BACEN intervem no mercado de divisas com a intenção de influenciar a cotação, dizemos que o regime é de flutuações sujas, sendo o que na realidade ocorre atualmente.

            Como o Brasil tem uma história intervencionista na sua política cambial, a partir de fevereiro de 1990 atendendo as pejorativas do processo de globalização e abertura econômica tem inicio o funcionamento do dólar turismo, ainda que inexpressivo mas atuante através de sua própria cotação  buscando uma  maior flexibilização do mercado cambial sendo a taxa de câmbio determinado no mercado flutuante, se constituindo em flutuações sujas que dura até junho de 1994, quando entre em vigor o Plano Real e com ele o regime de taxa de câmbio administrada.

            Porém voltando-se ao regime de   câmbio flutuante, ou seja, onde o mercado é livre para determinar a relação entre o cruzeiro (unidade monetária da época em 1990), e o dólar, mas com sugestivas intervenções para estabelecer a cotação do dólar  sob a perpetuação desse regime que durou até junho de 1994, tivemos com ele excelentes resultados nos saldos da balança comercial nos quatro anos consecutivos em (US$ milhões), de 10,8 ; 10,6 ; 15,2 ; 13,3  ; todos representando superávit primário, o que revela que uma variação percentual do PIB de 2,3% ; 2,6%; 3,9% ; 3,1% ; correspondentes aos anos 1990, 1991, 1992, 1993. o que demonstrou que o regime de flutuações sujas da taxa de câmbio conseguiu desempenhar o papel que dele se esperou. Mas nem tudo foi as mil maravilhas, apesar do bom desempenho nos saldos da balança comercial somente em 1992 foi atingido superávit no saldo em transações correntes, ou seja, (balança comercial; balança de serviços e transferências unilaterais), computados em  US$ 6.144 milhões  ou o equivalente a 1,6%do PIB do mesmo ano, ocorrendo também neste ano um investimento liquido direto da ordem de US$ 1.580 e um confortável nível de reservas de US$ 19.008  milhões de dólares. Em 1994 a economia nacional também fechou com superávit na balança comercial da ordem de US$ 10,5 milhões apesar da mudança no regime cambial para as taxas de câmbio administradas, mas dentro de um sistema de flutuações sujas intervindo através da política econômica e instrumentos de intervenção direta. No entanto, este superávit representou 1,93% do PIB do mesmo ano.

            No ano de 2000, a taxa de câmbio real se manteve estável em relação à 1999 e a vulnerabilidade externa foi diminuída com uma queda no déficit da balança comercial brasileira para US$ 0,7 milhões e o investimento líquido estrangeiro fechou os doze meses com US$ 32.779 milhões puxando um saldo para a balança de capitais de US$19.326 milhões.

            A seguir temos o comportamento do saldo da balança comercial da economia brasileira no período de 1990 à 2000, com intuito de mostrar a variação entre saldos superavitários e deficitários em torno dos diversos regimes cambiais sobre o qual a política econômica brasileira vivenciou para o período estudado.

Tabela 06 - Saldo da balança comercial, expressos em US$ (Bilhões), no período de 1990 à 2000.

ANO	Saldo da Balança Comercial
1990	10,8
1991	10,6
1992	15,2
1993	13,3
1994	10,5
1995	-3,3
1996	-5,6
1997	-6,8
1998	-6,6
1999	-1,3
2000	-0,7

                    Fonte: Decex /Secex.

            A tabela 06 mostra o saldo da balança comercial com seus respectivos valores absolutos expressos em milhões de dólares, para o período estudado de 1990 à 2000. O regime cambial adotado sob o arranjo de taxas fixas, ou seja, o  de bandas cambiais a partir de 1995 gerou resultados controversos, auferindo logo no final de 12 meses um resultado deficitário na balança comercial quebrando uma seqüência superavitária que se mostrava presente desde 1981.

            Por seguinte, este regime gerou uma defasagem cambial termo este que representa uma apreciação excessiva da moeda nacional em relação ao dólar o que acabou por prejudicar o quadro das contas externas.

 

O gráfico 05, descreve o comportamento dos saldos da balança comercial da economia brasileira, sob a atuação dos diferentes regimes cambiais, e mais do que isto revela um comportamento adverso sobre as contas externas,  a partir de 1995 ano em que  se encontra uma maior maturidade do Plano Real. E é exatamente a partir de 1995 que começa os sucessivos saldos deficitários  da balança comercial que atinge o seu maior déficit em 1997.

            Por seguinte, estes saldos negativos de forma sucessivas na balança comercial revelam que o efeito da política cambial do Real é controverso pelas conseqüências sobre as contas externas.
              

7 - DA ECONOMETRIA AO FLUXO DE COMÉRCIO DA ECONOMIA BRASILEIRA PARA O PERÍODO DE 1990 À 2000

            Na definição de um modelo econômico do fluxo de comércio da economia brasileira, procuramos incluir três variáveis básicas onde uma delas a taxa real de câmbio se tornou imprescindível, haja vista que o objetivo desta monografia  é mostrar se houve ou não um impacto considerado no fluxo de comércio de nossa economia dado os diferentes regimes cambiais adotados e as políticas de desvalorização da taxa de câmbio real para o período estudado.

            Por seguinte, na construção do modelo de fluxo de comércio foi adotado variáveis apoiadas pela teoria econômica, de modo a edificar hipóteses condizentes com os postulados teóricos da teoria Keynesiana. Nesse sentido, são várias as hipóteses subjacentes a este modelo de fluxo de comércio, entre elas: a de que existe uma relação direta entre o saldo da balança comercial e a taxa de câmbio real; uma relação inversamente proporcional entre o produto interno bruto (PIB) e o saldo da balança comercial; e por último uma relação direta entre o coeficiente das relações de troca e o saldo da balança comercial.

            Nesse sentido o modelo econômico fica assim descrito:
            FCOM = f ( TRC +, PIB -, RT +)

            Por conseguinte, descrito o modelo econômico   buscaremos avaliar quais os resultados no fluxo de comércio da economia brasileira foram gerados a partir das variáveis esplanadas acima.

            Onde a TRC (taxa real de câmbio), deflacionada pelo IGP-DI com base de agosto de 1994=100 expressos pela relação R$/US$; a segunda variável é o PIB (produto interno bruto).expressas em bilhões de dólares e RT (relação de trocas), expressa através do seu coeficiente em que a exportação e dividida pela importação. Este é um modelo econômico em que a variável dependente é função de diversas variáveis explicativas e descreve o relacionamento médio sistemático entre o fluxo de comercio, taxa de câmbio real, produto interno bruto e relações de troca, quando se trata de modelo econômico o valor esperado (FCOM), é o componente sistemático não-aleatório.

            Por seguinte se quisermos transformar um modelo econômico em econométrico devemos adicionar um erro aleatório para esse modelo, pois, este erro aleatório representa todos os fatores que fazem com que o fluxo de comércio anual difira de seu valor esperado. No entanto, em tais fatores podem incluir-se as expectativas e incertezas no ambiente nacional e internacional que influem nas transações com o resto do mundo.

            Assim, ficou claro que a introdução do termo estocástico e as hipóteses sobre sua distribuição de probabilidade transformou o modelo econômico em econométrico, isto por sua vez proporcionou uma descrição mais realista do relacionamento entre as variáveis, assim como um arcabouço para o desenvolvimento e avaliação dos estimadores e parâmetros desconhecidos.

            Todavia, com o objetivo de avaliar os fatores que explicam as variações no fluxo de comércio da economia brasileira, e mais do que isto detectar a importância dessas variações para a performance do saldo da balança comercial e da própria economia doméstica, ajustou-se o modelo de regressão múltipla, que será especificado a seguir, aqui vale dizer que com relação a variável RT (relações de troca), a mesma não foi incluída no modelo econométrico, pois, a estimação do modelo com a inserção da variável apresentava um nível de significância para os parâmetros da ordem de 30%, devido ao forte grau de correlação entre essa variável e o saldo da balança comercial. Porém, a exclusão dessa variável não prejudicou o modelo, mas ao contrário aumentou a significância dos parâmetros, tornando-os estimadores perfeitos.

            FCOM t = bo + b1 TRC t + b2 PIB t + VD + e t  

Onde
            FCOM t = fluxo de comércio no ano t, expressa em bilhões de dólares;
            bo = intercepto (descreve o comportamento médio da interseção, quando as demais variáveis forem  igual à zero);
            b1 = TRC (representa a taxa de câmbio real de nossa economia R$/US$, deflacionada pelo IGP-DI, índice geral de preços disponibilidade interna);
            b2 = PIB (representa o nível do produto de nossa economia, todos os bens e serviços finais produzidos internamente, expressos em US$ bilhões de dólares);
            VD = Variável Dummy (representa a variação do fluxo de comércio com a presença do Plano Real, que assume o valor zero para o período de 1990 à 1994 e valor um para 1995 até 2000);
            e t   = termo estocástico no ano t , ou seja, representa  as variações ocorridas no fluxo de comércio que não são explicadas pelas variáveis do modelo.

            As hipóteses teóricas do modelo são:

            HO: b1=o (hipótese nula), de que a taxa real de câmbio não exerce nenhuma influência sobre o saldo da balança comercial;

            Ha: b1>o (hipótese alternativa), de que a taxa real de câmbio exerce uma influência positiva no saldo da balança comercial, ceteris paribus;

            HO: b2=o (hipótese nula), de que o PIB não exerce nenhuma influência sobre o saldo da balança comercial;

             Ha: b2<o (hipótese alternativa), de que o PIB influência negativamente  no saldo da balança comercial, ceteris paribus.

            Por seguinte, essas hipóteses foram fundamentadas na teoria econômica sendo que a primeira variável a ser analisada é a taxa real de câmbio como sendo explicativa do fluxo de comércio da economia brasileira no período de 1990 à 2000. Espera-se no entanto que um aumento na taxa de câmbio real eleve o saldo da balança comercial, ou seja represente um coeficiente de correlação  positiva entre as variáveis, essa associação entre as duas variáveis se fundamenta na realidade empírica da economia, pois, ao elevar-se a taxa de câmbio a moeda nacional perde valor e poder de compra no mercado internacional ficando nossos produtos mais baratos e competitivos via nível de preços no mercado externo, o que provoca um incentivo as exportações e a geração de saldos superavitários nas contas primárias, aumentando o fluxo de comércio da economia brasileira.

            Contudo, outra variável que faz parte do modelo de regressão múltipla é o PIB (produto interno bruto), espera-se que com relação  ao fluxo de comércio a associação entre ambas seja negativa, pois, de acordo com a teoria econômica quando cresce a renda nacional aumenta o consumo de todos os bens da economia, inclusive os importados em larga escala, o que representa um déficit no saldo da balança comercial e uma diminuição no fluxo de comércio da economia nacional.

            Por seguinte, adotou-se ainda a variável Dummy como forma de se avaliar o desempenho da balança comercial com a inclusão do Plano Real, ou seja, a mesma assume valor igual a zero no período de 1990 à 1994 e valor igual a um a partir de 1995 até 2000. A inclusão desta  variável permite fazermos uma avaliação sobre a política cambial no Plano Real, e mais do que isto descrever seus efeitos sobre as contas externas.

            O modelo de regressão múltipla do fluxo de comércio da economia brasileira para o período de 1990 à 2000, foi estimado a partir dos seguintes dados anuais:

Tabela 07 - Dados sobre fluxo de comercio (FCOM), taxa de câmbio real (TCR), produto interno bruto (PIB), expressos em US$ (Bilhões).

ANO	FCOM	TRC	PIB	VD
1990	10,8	1,4104	469,3	0
1991	10,6	1,1358	405,7	0
1992	15,2	1,7688	387,3	0
1993	13,3	1,6635	429,7	0
1994	10,5	1,35	543,1	0
1995	-3,3	1,1907	705,4	1
1996	-5,6	1,2089	775,4	1
1997	-6,8	1,2291	801,7	1
1998	-6,6	1,2936	787,5	1
1999	-1,3	1,9107	529,4	1
2000	-0,7	1,8497	589	1

Fonte: Decex / Secex.

            O modelo estimou o valor dos parâmetros por MQO, determinando a proporção da variabilidade do fluxo de comércio da economia brasileira para o período compreendido entre 1990 à 2000 de acordo com o objetivo desta monografia, e os resultados gerados, estão descritos a seguir :

            FCOM = 11,94 + 3, 91 TRC  –  0,01 PIB  – 12,92 VD
            Stat t      (2,26)        (2,03)           (-2,02)        (-7,75)
            valor-P    0,0584      0,0821       0,0828       0,0001
            R2 = 0,99
            F = 202,17 (3,67732E-07)
            Durbin-Watson = 1,549987303
            dL= 0,82 ; du= 1,75
            Teste de Park ( valor crítico de t5%= 2,365)

            Para este modelo de regressão múltipla  foram efetuados todos os testes estatísticos capazes de invalidar os parâmetros da regressão de modo a torna-los menos significativos ou ineficientes para a estimação do modelo.

• Interpretação estatística dos resultados, e  os testes realizados no modelo:

 

• Teste de Autocorrelacão, ocorre quando o processo de geração de dados econômicos é tal que os erros em um modelo de regressão linear são correlacionados e neste caso dizemos que existe autocorrelacão. Em nosso modelo o resultados do teste foi inconclusivo, o que significa dizer que os parâmetros e as estatísticas podem ser interpretados normalmente, sendo as fórmulas dos desvios-padrão são corretas e a respeito das estatísticas t e R2  as mesmas são altamente significativas e reais. Assim a metodologia para detectar a presença de autocorrelacão se constitui num problema quando procuramos seqüências nos resíduos de mínimos quadrados, por seguinte para detectarmos se há ou não o problema consideramos o teste Durbin-Watson, assim designado com homenagem a seus criadores, portanto para o modelo de regressão múltipla do fluxo de comercio da economia brasileira o resultado foi inconclusivo, ou seja, dl < d £ du. O teste Durbin-Watson calculado pelo próprio autor é comparado com alguns valores tabulados dc, onde  dL se constitui no limite inferior e du no limite superior e o d = Durbin-Watson.

•  Teste de multicolinearidade, onde a mesma se constitui num problema  que somente é detectado em regressão múltipla, onde existe mais de uma variável independente, ocorrendo onde há uma ou mais relações lineares exatas entre as variáveis explicativas, daí a importância de se realizar este teste para o modelo de fluxo de comércio. Quando ocorre presença de multicolinearidade, as conseqüências são : os parâmetros apresentam sinais trocados, mas ainda são eficientes ; pode-se obter um R2  ou F possivelmente elevados. Por seguinte com a preocupação de apresentar o modelo tal problema este teste estatístico foi efetuado, segundo uma metodologia que estabelece uma relação entre a estatística R2 =0,99 e o mais forte coeficiente de correlação detectado na matriz de correlação, neste modelo o adotado foi Rxy =0,97, elevando-se este ultimo ao quadrado Rxy2 e comparando com a estatística R2 , podemos concluir se há presença ou ausência de multicolinearidade. Neste caso, o resultado do teste em que Rxy2 < R2 , logo atesta-se ausência de multicolinearidade aceitando-se a hipótese nula(H0), dessa forma o modelo esta livre das conseqüências da multicolinearidade e seus parâmetros e estatísticas são altamente significativas.

 

• Teste de Park, onde se detecta o problema de heterocedasticidade freqüente no modelo de regressão múltipla ocorrendo quando o processo de geração de dados econômicos é tal que a variância do termo de erro (et), para o modelo de regressão não é constante para todas as observações, logo dizemos que os erros são heterocedásticos deixando de ser homocedásticos (a variância é constante para todas as observações). Dado a conseqüências da presença de heterocedasticidade, em que o estimador do mínimo quadrados ordinários ainda é um estimador linear e não-tendêncioso, os desvios-padrão são incertos, as estatísticas T e F são viesadas ou tendenciosas, logo se faz necessário fazer o teste para o modelo de regressão múltipla de fluxo de comércio. Contudo, para se efetuar o teste adotou-se duas variáveis do modelo que são altamente significativas, ou seja o PIB e a taxa de câmbio real e para ambas aceitou-se a hipótese nula ( Ho), logo ausência de heterocedasticidade, de modo a revelar que os estimadores e parâmetros são altamente significativos, os desvios-padrão são corretos, as estatísticas T e F não são viesados e assim perfeitamente reais.

O modelo de regressão múltipla do fluxo de comércio da economia brasileira apresentou   um bom ajustamento, com R2 = 0,99, o que significa dizer que 99% da variação na variável dependente (FCOM), são explicadas pela regressão e o Teste F da regressão altamente significativo.

• Interpretação econômica  dos resultados:

 

O modelo de regressão múltipla do fluxo de comércio da economia brasileira, esta condizente com a teoria econômica,  os parâmetros são todos estatisticamente significativos ao nível de 10% ( 100 x Valor-P) £ 10%, logo aceita-se a hipótese alternativa de que as variáveis exercem suas influências conforme os postulados teóricos, e assim todos os sinais foram coerentes com o esperado.

O intercepto representa a quantidade média do fluxo de comércio da economia brasileira, ou seja, o saldo médio da balança comercial quando ao demais parâmetros forem igual a zero, no modelo estimado este saldo médio foi de US$ 11,94.

Verificou-se que para um aumento em (R$ 1,00) na taxa de câmbio R$/US$, o saldo da balança comercial aumenta em US$ 3,910 mantendo as demais variáveis constantes, sendo significativo a 10% de probabilidade, nesse sentido uma política de desvalorização cambial resultaria no aumento do saldo da balança comercial da economia brasileira.

Com o uso da variável PIB (produto interno bruto), foi possível verificar que para  um aumento em (US$ 1,00), o saldo da balança comercial diminui em US$ 125 milhões, mantendo-se constantes as demais variáveis, sendo a mesma significativa a 10% de probabilidade, o que significa dizer que também esta condizente com a teoria econômica, e assim concluímos que quando o PIB cresce se eleva a demanda por todos os bens na economia inclusive os importados, daí diminuir o saldo da balança comercial.

No caso da variável Dummy, ou seja, o Plano Real os resultados também foram conforme o previsto. Verificou-se que com a inclusão do plano houve uma diminuição do saldo da balança comercial em  US$ 12,919 conclui-se que a política cambial do Plano Real apresentou resultados controversos sobre as contas de comércio.

Sobre a estatística F, para que a mesma seja significativa e o modelo de regressão sejam válidos  é necessário que pelo menos um dos parâmetros seja ¹ de zero.

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