La disparition des exigences qualitatives et quantitatives pesant sur l’actif

3.2.1 Descrição dos Dados

Neste estudo são utilizadas a taxa de câmbio real, as variáveis representativas do momento eleitoral (o período da própria eleição e a propaganda eleitoral gratuita) e os seguintes controles: grau de abertura da economia, taxa de juros dos Estados Unidos, tamanho de governo, dimensionado pelos gastos públicos, e os termos de troca, conforme literatura de determinação da taxa de câmbio em Goldfajn e Valdés (1999). Além disso, foi incluída uma variável dummy de mudança de regime cambial que ocorreu no Brasil no início de 1999.

A periodicidade das variáveis utilizadas na estimativa dos modelos é mensal e o período de investigação é de março de 1995 a dezembro de 2006.

3.2.1.1 Taxa de câmbio real

9_{A lei que estabelece o período de vigência da propaganda eleitoral gratuita é a lei de número 9504}

A série de taxa de câmbio real utilizada foi construída a partir da utilização da taxa de câmbio nominal e de índices de preços, pois não há divulgação oficial desta série (exemplo: Banco Central do Brasil, Ipeadata, etc.).

Desta forma, a taxa de câmbio real foi calculada utilizando a seguinte equação: Nacional) Preços de (Índice EUA) dos Preços de (Índice * Nominal) Câmbio de (Taxa Real Câmbio de Taxa = [3]

Os índices de preço adotados para esta transformação foram o Índice Geral de Preços (IGP-M) calculado pela Fundação Getúlio Vargas (Brasil) e o Consumer

Price Index (Estados Unidos), que é divulgado pelo Departamento de Trabalho

Norte-Americano. O gráfico abaixo apresenta a taxa mensal de câmbio real (logaritmo) dentro do período de investigação deste trabalho.

0,0 0,2 0,4 0,6 0,8 1,0 1,2 1,4 1,6 m ar /9 5 se t/9 5 m ar /9 6 se t/9 6 m ar /9 7 se t/9 7 m ar /9 8 se t/9 8 m ar /9 9 se t/9 9 m ar /0 0 se t/0 0 m ar /0 1 se t/0 1 m ar /0 2 se t/0 2 m ar /0 3 se t/0 3 m ar /0 4 se t/0 4 m ar /0 5 se t/0 5 m ar /0 6 se t/0 6

Figura 5. Evolução do Logaritmo da Taxa de Câmbio Real Mensal

Fonte: Elaboração do autor a partir dos dados do IPEADATA

Conforme pode ser observado, existem dois picos nesta série. O primeiro pico ocorre em 1999, devido a uma grande depreciação ocorrida logo após o período eleitoral e segundo ocorre em 2002 em função da incerteza quanto às decisões políticas e econômicas manifestadas pelo candidato de oposição ao governo –

vitorioso - no momento eleitoral 10_.

10 _{“... a falta de liquidez no mercado brasileiro e a decepção dos mercados com a declaração de Lula}

de que não vai manter o presidente do Banco Central, Armínio Fraga, no cargo - caso seja eleito - também ajudaram a catapultar a cotação do dólar a R$ 3,78, com o real valendo menos do que o

Espera-se que uma depreciação cambial atue como um imposto para os residentes do país, pois geraria uma perda em seu poder de compra. De forma análoga, um ganho no poder de compra para a população ocorreria através de uma apreciação cambial. Os governos tentariam demonstrar sua competência adiando ao máximo qualquer depreciação cambial com o objetivo de vencer as eleições.

3.2.1.2 – Variáveis representativas do momento eleitoral

As variáveis políticas utilizadas nas nossas estimativas são as eleições e a veiculação da propaganda eleitoral (o início do horário da propaganda eleitoral gratuita no rádio e na televisão).

Espera-se que sejam observados movimentos na taxa de câmbio em momentos eleitorais (eleições e o início da transmissão da propaganda eleitoral). Para qualquer uma dessas variáveis espera-se que a taxa de câmbio seja apreciada antes do momento eleitoral, acompanhada ou não com uma redução na sua variância, com o objetivo de sinalizar competência aos eleitores de forma que estes tenham um aumento em seu poder de compra.

Eleições

A regulamentação e o fundamento jurídico das eleições para cargos Executivos durante o período analisado encontram-se na Constituição de 1988. Nela, o mandato do Presidente da República foi fixado em cinco anos com reeleição não permitida. Esta situação foi alterada pelo Congresso com a aprovação da emenda constitucional número 5 em 1994. O mandato presidencial passou a ser de quatro anos. Já em 1997, uma nova emenda constitucional (número 16), permitiu a reeleição para o Executivo por um único período. Esta situação se mantém até hoje.

A variável eleição foi construída de duas formas. A primeira segue a metodologia desenvolvida por Alesina, Cohen e Roubini (1993), que testaram a existência de ciclos políticos em diversar variáveis macroeconômicas. Para peso argentino... outros analistas concordam que o mercado estaria mais preocupado com as eleições do que com os fundamentos da economia brasileira. Mas afirmam que a principal preocupação com relação a Lula chama-se incerteza. "Ele pode dizer o que quiser, que a incerteza do mercado vai continuar", afirma um operador de um grande banco de investimentos”. Retirado de

uma reportagem da BBC, disponível em

representar o período eleitoral, eles construíram uma variável dummy com valor 1 para o período correspondente a seis meses antes da eleição e zero em caso contrário. Neste estudo, esta variável será identificada como Eleições (Ano Eleitoral)

– Alesina.

Outra forma de construção desta variável pode ser observada em Bienen e Van de Walle (1991) e visa testar se ocorre uma depreciação cambial depois de realizadas as eleições. Desta forma, a variável dummy assume o valor 1 para o mês das eleições (incluindo o segundo turno para o caso brasileiro) e para os cinco meses seguintes, e zero em caso contrário. Esta variável será identificada como

Eleições (Ano Eleitoral)– Bienen.

A fonte de dados para a construção dessa variável foi o Tribunal Superior Eleitoral, que disponibiliza a base de dados e a legislação referente ao assunto para o período estudado em seu site.

Propaganda Eleitoral

Kaid e Holtz-Bacha (1995) mostraram a influência da propaganda eleitoral paga na TV pelos partidos no processo eleitoral de nove países democráticos (Inglaterra, França, Alemanha, Itália, Israel, Dinamarca, Holanda, Finlândia e Estados Unidos). Os autores não identificam uma tendência geral para os países analisados na amostra, porém sugerem que existe um efeito da propaganda sobre a imagem das lideranças políticas. Como os canais de televisão e rádio no Brasil são concessões do setor público à iniciativa privada, a propaganda eleitoral é gratuita no rádio e na televisão e estabelecida por uma legislação específica.

A primeira lei sobre essa matéria foi promulgada em 1985 (lei 7332). Em 1994, a lei 8713 de 1993, em seu artigo 73, determinava que “as emissoras de rádio e de televisão reservarão em sua programação, nos sessenta dias anteriores à antevéspera das eleições, duas horas diárias para a propaganda eleitoral gratuita, sendo uma hora para a eleição presidencial e uma hora para as eleições federais, estaduais e distritais”. A lei brasileira que regulamentou a propaganda eleitoral gratuita para as eleições de 1998 (transmitida de 18 de agosto a 1 de outubro do ano eleitoral), 2002 (transmitida de 20 de agosto a 3 de outubro do ano eleitoral) e 2006 (transmitida de 16 de agosto a 29 de setembro do ano eleitoral) foi a de

número 9504 de 1997. No segundo turno das eleições de 2002, a propaganda foi ao ar de 8 a 24 de outubro. Para o segundo turno das eleições de 2006 a propaganda foi ao ar de 3 a 27 de outubro.

Com a propaganda em vigência, a estratégia de campanha dos políticos (adversários e incumbente) passa a ser afetada pela exposição na mídia, inclusive no Brasil, como mostraram Schmitt, Carneiro e Kuschnir (1999). Neste artigo, os autores tentam demonstrar a influência do Horário Gratuito de Propaganda Eleitoral sobre as campanhas eleitorais dos candidatos a cargos proporcionais no Brasil. A hipótese em que os autores se basearam foi a de que no horário eleitoral os partidos políticos aproveitam das imagens individuais para atrelarem tais imagens às legendas dos partidos.

Essa variável é representada por uma variável dummy com valor 1 durante o período do horário eleitoral gratuito e zero em caso contrário. A fonte de dados utilizada foi o Tribunal Superior Eleitoral.

Esta variável será importante na investigação de ciclos políticos e a sua contribuição para esta literatura reside no fato de que com a inclusão de propagandas eleitorais o ciclo político torna-se pré-determinado. Portanto, com o início da propaganda eleitoral por intermédio de uma regulamentação já comentada anteriormente, se o incumbente for sensível ao início deste evento, a taxa de câmbio possivelmente será afetada por este comportamento.

3.2.1.3 Variáveis de controle

Há diversos estudos na literatura que tratam dos determinantes da taxa real de câmbio. Em Goldfajn e Valdes (1999), os autores apontam como determinantes da taxa de câmbio real as variáveis de grau de abertura da economia, taxa de juros dos Estados Unidos, tamanho de governo dimensionado pelos gastos públicos e os termos de troca.

Assim como em Goldfajn e Valdes (1999), o grau de abertura da economia também é utilizado no trabalho de Bernhard e Leblang (1999) que utiliza esta variável como controle para o comportamento da taxa de câmbio na economia. A hipótese dos autores é de que países que possuem um grande grau de abertura da economia tendem a manter a taxa de câmbio fixa. .Esta variável é calculada através da soma das importações e exportações, dividida pelo PIB.

Para Goldfajn e Valdes (1999), a taxa de juros internacional é importante, pois afeta a taxa de câmbio real de duas formas: i) quanto menor a taxa de juros internacional, maior será a apreciação cambial no curto prazo e ii) conforme sugerem os autores no longo prazo, quanto menor a taxa de juros, menor a proporção de ativos financeiros internacionais e, desta forma, o déficit em transações correntes se eleva e não se torna sustentável ao longo do tempo. A taxa de juros internacional utilizada no trabalho é a taxa de T-Bill.

Com relação ao tamanho do governo, Goldfajn e Valdes (1999) afirmam que uma expansão de gastos do governo, especialmente se ocorrer uma elevação da demanda de bens nontradeables maior do que a demanda destes bens pelo setor privado, pode ocasionar uma apreciação da taxa de câmbio real. Por outro lado, caso o governo aumente a sua demanda por bens importados, uma pressão pela depreciação cambial poderá ocorrer. Os gastos do governo estão em um índice mensal tendo o ano de 1995 como base igual a 100.

O sinal esperado para a variável termos de troca depende da magnitude dos efeitos renda e substituição ocorridos na economia. Segundo Badani e Hidalgo (2005) a queda nesta variável proporciona um efeito renda negativo, reduzindo a renda real. Com esta queda, a demanda por bens nontradeables diminui e para reequilibrar a economia, a taxa de câmbio deve se depreciar. Porém esta queda nos termos de troca pode gerar um efeito substituição que pode levar a um aumento na demanda por estes bens e, de modo oposto, apreciar a taxa de câmbio.

As variáveis foram coletadas e encontram-se disponíveis no site do IPEADATA.

3.2.1.4 Estatísticas descritivas e testes de raiz unitária

As estatísticas descritivas das variáveis utilizadas são apresentadas na tabela abaixo e indicam uma grande dispersão de valores (principalmente pelo valor do desvio padrão). Todas as variáveis estão transformadas em logaritmo.

Tabela 22. Estatísticas descritivas

Estatístuca Médua Meduana Máxumo Mínumo Desvuo Padrão

Taxa de Câmbuo Real 0.804 0.847 1.480 0.376 0.304

Tamanho de Governo 4.685 4.669 4.851 4.488 0.078

Juros Norte Amerucanos 1.256 1.608 1.878 -0.020 0.618

Termos de Troca 4.562 4.545 4.700 4.464 0.058

Grau de Abertura 2.855 2.901 3.293 2.218 0.261

Regume 0.676 1.000 1.000 0.000 0.470

Fonte: Elaboração do autor.

Na modelagem de séries temporais, a primeira etapa é realizar testes de raiz unitária. Foram realizados testes de raiz unitária na série da taxa de câmbio e para os demais controles desta variável. Os resultados dos testes ADF (Augmented Dickey Fuller), PP (Philips-Perron) e KPSS (Kwiatkowski, Phillips, Schmidt, e Shin) indicaram que a taxa de câmbio, assim como a maioria dos demais controles, pode ser considerada estacionária em primeira diferença, conforme tabela abaixo.

Tabela 23. Testes de Raíz Unitária para o logaritmo da taxa de câmbio real – final de período

PP ADF KPSS

Nível

Sem Constante e Tendência -0.352946 -0.378493 -

Constante -1.472585 -1.52328 0.819190***

Constante e Tendência -1.431196 -1.490060 0.243270**

Primeira Diferença

Sem Constante e Tendência -13.51768*** -13.54151*** -

Constante -13.47414*** -13.49702*** 0.147338

Constante e Tendência -13.47599*** -13.49618*** 0.098906

Segunda Diferença

Sem Constante e Tendência -108.2943*** -10.64034*** -

Constante -107.5623*** -10.60241*** 0.288954

Constante e Tendência -115.0216*** -10.56687*** 0.261978***

Nota: *** Significante à 1%; ** Significante à 5%; * Significante à 10%

Tabela 24. Testes de Raíz Unitária das variáveis independentes – ADF

Estatísticas Tamanho de Governo Juros Norte Americanos Termos de Troca Grau de Abertura

Nível

Sem Constante e Tendêncua 3.077871 -0.656036 0.150269 0.602465 Constante 0.907544 -1.249817 -1.420116 -1.413045 Constante e Tendêncua -3.228784* -0.684602 -1.179590 -3.648422**

Primeira Diferença

Sem Constante e Tendêncua -4.136749*** -5.680079*** -16.78505*** -12.35002*** Constante -5.863356*** -5.660988*** -16.72583*** -12.34949*** Constante e Tendêncua -6.073449*** -5.794173*** -16.72102*** -12.30548***

Segunda Diferença

Sem Constante e Tendêncua -7.056000*** -16.51438*** -14.56120*** -8.510274*** Constante -7.029561*** -16.45441*** -14.50678*** -8.472278*** Constante e Tendêncua -6.987020*** -16.39414*** -14.45919*** -8.464371***

Fonte: Elaboração do autor.

Após a realização dos testes de raiz unitária, foi realizada uma investigação acerca da taxa de câmbio com os modelos GARCH e EGARCH, no qual foram incluídas as variáveis de controle expostas na tabela acima.

Foram estimados seis modelos. Nos três primeiros modelos foi considerada apenas uma variável política de interesse afetando a taxa de câmbio. Já nos três últimos modelos, foi considerada também a relação entre as variáveis políticas.