A INFLUÊNCIA DA FINANCEIRIZAÇÃO SOBRE A TAXA DE JUROS REAL BRASILEIRA

THE INFLUENCE OF FINANCIALIZATION ON THE BRAZILIAN REAL INTEREST RATE

RESUMO

Esse artigo analisa a taxa de juros real do Brasil. Em primeiro lugar, definimos financeirização como a maior influência do sistema financeiro sobre a política doméstica. Utilizamos a proxy proporção do estoque da dívida pública federal detida por agentes do mercado financeiro para representar a financeirização. Posteriormente, e investigando o período compreendido entre os anos 2007 e 2017, adotamos a metodologia VEC, realizando análises por meio da cointegração e de funções impulso resposta. Os resultados sugerem que a financeirização exerce um efeito positivo sobre o patamar da taxa de juros real.

PALAVRAS-CHAVE:
taxa de juros real; setor financeiro; financeirização

ABSTRACT

This paper analyzes the real interest rate in Brazil. First, we define financialization as the major influence of the financial system on domestic politics. We use the proportion of the stock of federal public debt held by financial market agents as a proxy for financialization. Subsequently, we adopted the VEC methodology to perform cointegration and impulse-response analyses for the period 2007-2017. The results suggest that financialization had a positive effect on the real interest rate level.

KEYWORDS:
real interest rate; financial sector; financialization

INTRODUÇÃO

A política monetária empreendida pelo Banco Central do Brasil é motivo de forte discussão no meio acadêmico (GARCIA e DIDIER, 2003; LOPES, 2014). Em particular, o fato de o país apresentar uma das maiores taxa de juros real do mundo é investigado em vários trabalhos acadêmicos. Um dos principais argumentos é o da estabilidade macroeconômica, traduzida no risco-país (GARCIA e DIDIER, 2003). Nesse caso, teríamos uma elevada taxa de juros real em função da ausência de maior estabilidade.

O Plano Real de 1994, ao estabilizar a moeda, fortaleceu esse argumento - e, todavia, a taxa de juros real continuou elevada. Nas décadas seguintes, a economia brasileira apresentou superavit primários, melhora nas contas externas e maior desenvolvimento do setor financeiro doméstico (GIAMBIAGI, 2011; GOLDFAJN e BICALHO, 2011); ainda assim, embora tenha se reduzido, a taxa de juros real permaneceu alta para padrões internacionais.

Uma tentativa de compreender essa resistência a quedas significativas é realizada por trabalhos que relacionam a influência do setor financeiro sobre a formulação de políticas domésticas (CHESNAIS, 1996; HARVEY, 2016). Conforme se difundem na economia, as finanças passam a exercer maior controle sobre a política econômica. Desse modo, a política monetária estaria sofrendo a influência do interesse das instituições financeiras, de fundos de investimento e de elites financeiras. Entretanto, salvo engano, um ponto negativo dessa linha de pensamento é a ausência do uso da modelagem econométrica, que poderia fortalecer a argumentação. É esse o nosso objetivo neste artigo.

Pretendemos seguir essa linha de pesquisa, mas utilizando métodos econométricos e o conceito de financeirização, que é definido, neste artigo, como a maior influência do setor financeiro sobre a política doméstica - em particular, a política monetária. Analisaremos o período de 2007 a 2017, com a metodologia Vector Error Correction (VEC). Por meio de relações de longo prazo entre as variáveis (cointegração) e funções impulso resposta, investigaremos se a financeirização possui relação econométrica com a taxa de juros real. Nossa proxy para retratar a influência dos mercados financeiros (financeirização) é a proporção do estoque da dívida pública federal detida por agentes do setor financeiro.

Os resultados sustentam nossa hipótese. A variável de financeirização se relaciona de forma positiva com a taxa de juros real. Esse resultado pode ser visto tanto pela equação de cointegração quanto pela função impulso-resposta. No caso da segunda, após o choque da financeirização, o nível da taxa de juros tende a ser mais elevado ao longo do tempo.

Justifica-se esse trabalho com base na problemática do elevado nível da taxa de juros real brasileira comparada com o padrão visto internacionalmente. Também queremos aprofundar o argumento da influência do setor financeiro sobre a política monetária doméstica. Por fim, consideramos importante compreender a dinâmica da taxa de juros, isto é, quais fatores são responsáveis por suas oscilações. Por que essa variável, a despeito da melhora dos fundamentos macroeconômicos do país ao longo dos anos, não convergiu para o padrão internacional? Ou, reformulando a questão, por que a convergência tem sido realizada de forma excessivamente morosa, enquanto a economia brasileira apresenta inflação estabilizada, reservas internacionais em nível elevado e risco de default praticamente nulo? E em um contexto de ajuste fiscal, por que o pagamento de juros da dívida pública - que depende do patamar da taxa de juros Selic - é pouco mencionado/questionado no debate nacional?

Para construir esse trabalho, o artigo está dividido em quatro seções além desta introdução. A seção 1 analisa a trajetória da taxa de juros real e discute alguns de seus determinantes. A seção 2 conceitua o termo financeirização e o relaciona com a política doméstica. A seção 3 realiza o exercício econométrico, e a última seção tece alguns comentários conclusivos.

1. TAXA DE JUROS E A ECONOMIA BRASILEIRA

A variável taxa de juros do Brasil recebe atenção no debate nacional em virtude do seu elevado patamar em comparação com padrões internacionais (WEISBROT, CARRILLO e MELLO, 2017). Além do seu patamar, outra característica da taxa de juros é a sua resistência a quedas significativas: ao longo do tempo, mesmo quando sofre algumas reduções, tende a apresentar elevado valor e, dependendo dos desdobramentos da economia nacional ou internacional, sofre elevações que mais do que compensam a queda inicial.

Um dos argumentos para justificar o elevado valor da taxa de juros é a falta de estabilidade macroeconômica (GARCIA e DIDIER, 2003; BACHA, 2010; GOLDFAJN e BICALHO, 2011). Afirma-se que o país deve apresentar fundamentos econômicos compatíveis com quedas estruturais da taxa de juros. Caso contrário, reduções dessa taxa acarretariam maior pressão inflacionária.

O Plano Real de 1994 é um exemplo que fortalece esse argumento. Com o fim da hiperinflação, o Brasil avançou no sentido de se aproximar do padrão de estabilidade econômica visto em nações mais desenvolvidas. Não é por acaso que variáveis como a taxa de juros e o spread bancário sofreram significativas reduções estruturais (AFANASIEFF, LHACER e NAKANE, 2002). Todavia, mesmo com essa redução, as taxas de juros nominal e real continuaram em patamar elevado para padrões internacionais (BARBOSA, CAMÊLO e JOÃO, 2016).

Antes de iniciar análises gráficas da taxa de juros real com determinadas variáveis, vale dizer que toda a investigação será pautada pela correlação das variáveis e não pela causalidade. Nesse último caso, necessitar-se-ia de exercícios econométricos (seção 3). Iniciando algumas análises, o Gráfico 1 exibe a taxa de juros nominal e a real.¹ A tendência é de queda ao longo dos anos. A linha de tendência linear confirma essa afirmação. Pode-se observar que a taxa de juros real se elevou em determinados períodos, como nos anos 1997-1998, 2002-2003 e 2015-2016. No primeiro caso, foi em decorrência da conjuntura de crise internacional. Em 1997, foi deflagrada a crise asiática, na qual países emergentes, como Coreia do Sul e Tailândia, sofreram com a saída de capitais e perceberam suas moedas se desvalorizarem abruptamente (KRUGMAN, 2009). Em 1998, foi a vez da Rússia sofrer com uma crise especulativa. Em ambos os episódios, para se proteger do risco de contágio, evitar uma desvalorização cambial e reduzir o temor de que a estabilização monetária viesse a ruir, a autoridade monetária brasileira elevou a taxa de juros.

Gráfico 1
Taxas de juros nominal e real

Os anos 2002 e 2003 representaram a ascensão de Luiz Inácio Lula da Silva como presidente do país. Os mercados financeiros reagiram com ceticismo em relação a um político que, no passado, manteve posições radicais, como a defesa da moratória da dívida externa (GIAMBIAGI, 2011). Desse modo, a taxa de juros Selic foi elevada tanto para combater um possível surto inflacionário - devido à depreciação cambial -, quanto para mostrar aos mercados que a política econômica que seria implementada não divergiria significativamente em relação à da equipe econômica anterior. De fato, Lula conseguiu obter a confiança dos mercados e pode governar sem maiores problemas.

A questão da confiança é outra justificativa normalmente utilizada para justificar abruptas elevações na taxa de juros (LIBÂNIO, 2010). Como economia emergente e com desequilíbrios estruturais, o Brasil tem dificuldades em recuperar, uma vez perdida ou colocada em dúvida, a confiança dos mercados financeiros.

Embora o Plano Real tenha o mérito de ter extirpado o processo inflacionário, autores como Mollo (2011) e Paulani (2013) apontam prejuízos advindos dessa reforma. Um deles é a maior dependência do capital externo para a economia crescer. Imediatamente após o Plano Real, a economia brasileira passou a utilizar a taxa de câmbio como meio de barrar a inflação, o que se traduziu em apreciação cambial. Aliado a isso, a taxa de juros balizava a entrada de capitais. O quadro que se formou é o de elevada taxa de juros e câmbio apreciado. O enfraquecimento das exportações de bens manufaturados e a substituição de sua parcela relativa ao total das exportações por bens primários é um desdobramento desse mix de políticas (BELLUZZO, 2016).

Outra consequência adversa foi o aprofundamento do endividamento público. Os títulos públicos federais são, em grande parte, indexados à taxa de juros Selic (FEIJÓ, LAMONICA e BASTOS, 2016). Conforme o Banco Central eleva essa taxa, o fardo da dívida pública é incrementado. Consequentemente, ajustes fiscais são prejudicados. O Banco Central do Brasil tem como meta principal a “estabilidade do poder de compra da moeda”; entretanto, para se atingir tal objetivo utiliza-se a taxa de juros, que é sistematicamente elevada. Porém, como dito, esse maior patamar exacerba o pagamento de juros da dívida, tornando mais árdua para o governo a tarefa de ajuste fiscal. Essa é, inclusive, a situação na qual a economia brasileira se encontrava em 2017.

Um terceiro ponto é elencado por Libânio (2010), segundo o qual há uma assimetria na política monetária com o estabelecimento do regime de metas de inflação - importante acréscimo no aparato macroeconômico brasileiro para sustentar o Plano Real. Em períodos recessivos, a queda da taxa de juros não compensa proporcionalmente suas elevações em períodos de expansão do produto. Isso ocorreria devido ao maior peso dado pelo Banco Central, em sua função de reação, à inflação. Desse modo, a política monetária é “too tight during recessions, not so loose during expansions” (LIBÂNIO, 2010, p. 82). O resultado é a desaceleração do crescimento econômico.

Assim, embora o Plano Real tenha estabilizado a inflação, ele prejudicou outras esferas da economia. Talvez isso explique, em parte, o porquê de ele não ter conseguido reduzir estruturalmente a taxa de juros para patamares condizentes com os níveis internacionais. Novos desafios foram lançados com esse plano.

Finalizando os períodos de alta da taxa de juros, os anos 2015-2016 testemunharam o aprofundamento da crise econômica e política do país. A princípio, a inflação estava acima da meta de inflação, então, e de acordo com o regime de metas de inflação, a taxa de juros foi aumentada. Essa elevação conseguiu arrefecer o aumento dos preços, mas também desacelerou o crescimento econômico e aumentou o fardo da dívida pública. É a desconexão explanada anteriormente: para buscar a estabilidade dos preços prejudica-se o ajuste fiscal. Outro agravante é a necessidade de obter a confiança dos mercados. Ressalta-se que as políticas para ganhar a confiança dos mercados financeiros nem sempre coincidem com as políticas domésticas desejadas pela população. Esse paradoxo envolvendo a confiança dos mercados é explicitado na próxima seção. Para os objetivos desta seção, basta relacionar a busca de maior confiança com elevações da taxa de juros.

O risco-país é outro componente para tentar explicar o comportamento da taxa de juros brasileira. De acordo com Garcia e Didier (2003), o risco-país incorpora a percepção dos investidores em relação às contas públicas, ao saldo das transações correntes e às condições dos mercados financeiros doméstico e internacional. Ceteris paribus, a deterioração de um desses elementos tenderia a aumentar o risco-país. Por conseguinte, na tentativa de evitar uma fuga de capitais e de recuperar a confiança dos agentes, o Banco Central teria de elevar a taxa de juros Selic em períodos nos quais o risco-país aumentasse. O Gráfico 2 exibe essas variáveis.

As duas variáveis caminham de forma similar. Em particular, após a percepção pelos investidores de que o Plano Real se consolidou e foi efetivo em estabilizar a moeda, o risco-país sofreu uma queda significativa. Todavia, ele sofreu uma forte elevação no período de transição da presidência da república (2002-2003).

Apesar de alguns fundamentos da economia terem realmente piorado nesse período, é difícil atribuir toda a guinada para cima do risco-país somente aos componentes citados por Garcia e Didier (2003). Há que se incorporar elementos relacionados à incerteza. Nos anos 2002-2003, claramente foi o ceticismo do mercado com a ascensão de Lula e a como seria o gerenciamento da economia sob a supervisão de sua equipe econômica. Novamente o fator confiança entrava em cena.

Para fortalecer esse ponto, até 2017 a economia brasileira passava por forte crise econômica e política, o que culminou na elevação do risco país (Gráfico 2). Todavia, essa elevação foi muito inferior à vista nos anos 2002-2003. Tenha-se em mente que estávamos atravessando provavelmente a maior crise econômica desde a década de 1980, com o acréscimo de um processo de impeachment em 2016. Portanto, para além dos fundamentos macroeconômicos contidos no risco-país, havia a percepção dos mercados com os desdobramentos econômico-político do país. Ainda que fatores relacionados ao risco-país permanecessem inalterados, este pode alterar-se em decorrência da incerteza atribuída à economia, ou, em outras palavras, à confiança.

Gráfico 2
Risco-país e taxa de juros real

Outra explicação para o comportamento da taxa de juros é o resultado primário. A obtenção de superavit primários foi uma das justificativas da equipe econômica daquele governo para a aprovação da emenda constitucional número 95 (EC 95), conhecida como teto dos gastos públicos (BRASIL, 2016). Essa EC determina que o crescimento do gasto primário do governo no ano t está restrito à inflação do ano t-1 pelo período de 20 anos (MEIRELLES e OLIVEIRA, 2016). Desse modo, não há crescimento real da despesa primária. Espera-se, assim, a geração de superavit primários.

O Gráfico 3, ao retratar o resultado primário e a taxa de juros real, fornece suporte a esse raciocínio. Conforme o resultado primário aumentava ao longo dos anos, a taxa de juros real tendia a decrescer. Isso pode ser visto entre os anos 1997 e 2012. Nos anos finais, ocorreu o contrário, os superavit cederam lugar a deficit e a taxa de juros real passou a se elevar. Tacitamente, em relação a essas variáveis, está o argumento da confiança: “ações para dar sustentabilidade às despesas públicas não são um fim em si mesmas, mas o único caminho para a recuperação da confiança” (MEIRELLES e OLIVEIRA, 2016).

Gráfico 3
Resultado primário do governo central e taxa de juros real (PIB em R$ correntes)

Uma vez analisada a conta interna, o Gráfico 4 apresenta as contas externas, o saldo das transações correntes. Na maior parte dos anos o Brasil conviveu com deficit correntes, exceto entre os anos 2003 e 2007. O boom dos preços das commodities pode ser responsabilizado por esse resultado, impulsionado pelo aumento da demanda por países emergentes, como a China e a Índia (BALTAR, 2015). Nos demais anos observou-se o vazamento de renda para o exterior. Porém, as críticas sobre os anos 2003 e 2007 recaíram sobre o comportamento das exportações de bens manufaturados, que recuaram, cedendo espaço para os bens básicos, menos sofisticados, de menor valor agregado e caracterizados por apresentarem elasticidade renda da demanda por exportação inferior à unidade (FURTADO, 2000; THIRLWALL, 2005; BELLUZZO, 2016).

Sobre a taxa de juros real, não é visível uma relação entre essas duas variáveis. O comportamento delas é destoante. Por exemplo, nos anos de superavit corrente (2003-2007), a taxa de juros real tendeu a se elevar, enquanto em anos de forte deficit (1995-2001) ela apresentou tendência declinante.

Como o resultado primário e o saldo das transações correntes, de acordo com Garcia e Didier (2003), fazem parte do risco-país, outros fatores podem ter acarretado esse comportamento da taxa de juros real, mais do que compensando a influência do balanço de pagamentos.

Weisbrot, Carrillo e Mello (2017) questionam o elevado patamar da taxa de juros real brasileira. Os autores comparam fundamentos macroeconômicos entre diferentes economias para concluir que a explicação dessa variável foge de conceitos puramente técnicos: “a taxa de juros exorbitantemente alta é muito mais uma escolha de política econômica do que resultado de fatores estruturais tais como taxas de poupança cronicamente baixas” (WEISBROT, CARRILLO e MELLO, 2017, p. 2). Em uma amostra de 68 países entre os anos 2003 e 2015, o Brasil apresenta a quinta maior taxa de juros real. Na frente do Brasil, situaram os seguintes países: Gâmbia, Tadjiquistão, Belize e República Democrática do Congo.

Gráfico 4
Saldo da conta corrente do balanço de pagamentos e taxa de juros real (em US$ milhões)

Uma das consequências dessa elevada taxa de juros real é o também elevado pagamento de juros da dívida. Ainda no estudo de Weisbrot, Carrillo e Mello (2017), de uma amostra de 183 países para o ano de 2016, o Brasil apresentou o quarto maior encargo com pagamento de juros, ficando atrás de países como o Iêmen e Egito, marcados por conflitos civis e outros fatores de risco.

Esperava-se que, com a estabilização monetária, a geração de superavit primários e a queda do risco-país, o Brasil exibisse uma taxa de juros real similar a níveis internacionais. Adicionam-se a isso as reservas internacionais, que desde 2011 atingiram e permaneceram acima do patamar de 350 bilhões de dólares, tornando uma crise de balanço de pagamentos pouco provável (Gráfico 5).

Desse modo, muitos autores afirmam que fatores técnicos analisados anteriormente são insuficientes para explicar completamente o patamar da taxa de juros real (MOLLO, 2011; PAULANI, 2013; BELLUZZO, 2016). Tal explicação deveria considerar, entre outros fatores, a influência do sistema financeiro nacional e internacional sobre a condução da política econômica; a maior participação das finanças no funcionamento do capitalismo contemporâneo, como o preenchimento de cargos públicos importantes por agentes do sistema financeiro; e a redução dos graus de liberdade dos Estados para realização de políticas domésticas em face à maior influência dos mercados financeiros - a busca pela confiança.

Esses fatores estão incorporados em um fenômeno de escala mundial, a financeirização. Assim, a próxima seção definirá esse conceito.

Gráfico 5
Reservas internacionais e taxa de juros real (em US$ milhões)

2. FINANCEIRIZAÇÃO

De acordo com Van der Zwan (2014), a financeirização pode ser entendida por meio de três perspectivas. A primeira, o maximizing shareholder value (MSV), seria relacionada com os agentes jurídicos. A segunda é a financeirização da vida cotidiana, englobando os agentes físicos. Por fim, a financeirização como um regime de acumulação é a terceira forma de conceituar esse fenômeno. Ressalta-se que a literatura utilizada aqui é principalmente anglo-saxônica, dado que a financeirização se desenvolveu de forma mais completa nas economias desses países. Contextualizaremos com o caso brasileiro quando considerarmos oportuno.

Segundo Chandler (1977, 1994), entre os anos 1880 e 1940, as empresas não-financeiras eram caracterizadas pelo objetivo de expandir a produção física e realizar investimentos de longo prazo e pela capacidade de autofinanciamento, dependendo, portanto, de forma reduzida dos mercados financeiros para realizarem suas operações. Quando fusões e aquisições ocorriam, eram destinadas aos objetivos citados.

Dos anos 1940 em diante percebe-se uma maior participação do mercado financeiro nessas empresas, embora de forma marginal. Isto é, os gerentes dessas firmas detinham o poder de decisão; as finanças eram utilizadas como complemento para as atividades produtivas. Paralelamente a isso, como assinala Chesnais (1996), ocorria a primeira fase da mundialização financeira, termo utilizado para designar a expansão das finanças no funcionamento das economias de mercado.

Todavia, os anos 1970 e 1980 representam um ponto de inflexão no comportamento das empresas não-financeiras. Deparadas pela maior concorrência com corporações estrangeiras, com o mercado para vendas de seus produtos retraído e a queda dos lucros, as empresas não-financeiras recorreram ao mercado financeiro para manterem seus lucros (LAZONICK e O’SULLIVAN, 2000). Era o deslocamento do capital produtivo pelo capital financeiro. Para Chesnais (1996), essa era a segunda fase da mundialização financeira, quando políticas de abertura dos mercados financeiros foram implementadas. As finanças se libertavam dos entraves que limitavam sua escala e escopo.

A partir disso, o mercado financeiro passou a adquirir ações das empresas não-financeiras, com destaque para fundos mútuos e de previdência (PLIHON, 1995). Consequentemente, passando a serem os detentores majoritários das ações das empresas, esses fundos aumentam sua influência sobre essas empresas. Surge a figura do gerente de portfólio (LAZONICK, 2011). O mercado financeiro aumenta sua influência sobre o setor produtivo (CROTTY, 2003). E essa é a terceira e última fase da mundialização das finanças, quando os mercados acionários são liberalizados (final dos anos 1980 e início dos anos 1990), permitindo transações financeiras de forma mais rápida e ampliada (CHESNAIS, 1996).

Contextualizando com o Brasil, o Gráfico 6 retrata o fluxo de portfólio em proporção com o produto interno bruto (PIB) brasileiro. Como pode ser visto, a experiência brasileira é condizente com o descrito por Chesnais (1996). De fato, foi nos anos 1990 que o fluxo de portfólio cresceu substancialmente, com destaque para o ano de 1994, quando o seu valor atinge um pico de 18,5%. Nessa década, a economia brasileira adotou medidas para facilitar o ingresso de capitais externos, consubstanciando na abertura financeira do país, ainda que de forma tímida, se comparada com outras nações (GARAGORRY, 2007). Em relação à financeirização, e interligando com o retratado por Chesnais (1996), o Brasil teria dado um importante passo para permitir a difusão desse processo.

Gráfico 6
Fluxo bruto de portfólio em proporção com o PIB, total anual (em US$ milhões)

Voltando a falar das empresas não-financeiras, importantes mudanças puderam ser vistas em seu comportamento em meio a um ambiente financeirizado: busca do lucro financeiro em detrimento do lucro produtivo, utilização de fusões e aquisições de forma especulativa, maior endividamento com o setor financeiro e realização de políticas corporativas em consonância com as avaliações dos mercados financeiros (LAZONICK, 2011, 2012; GONZALEZ e SALA, 2013). Em suma, o setor financeiro ampliou sua influência sobre o setor produtivo.

A respeito das famílias, a financeirização da vida cotidiana defende que os serviços financeiros têm sido utilizados pelos indivíduos. Áreas da vida como educação, saúde e lazer se tornam financeirizadas (LAPAVITSAS, 2011). Conforme o Estado de Bem Estar Social recuou na provisão de serviços para a sociedade, o setor financeiro tem preenchido essas áreas. Tornou-se comum relacionar serviços de aposentadoria e segurança com o mercado financeiro. As finanças se tornam algo cultural. Adiciona-se a esse quadro a estagnação dos rendimentos de parcela da população, que teve de recorrer ao mercado financeiro para manter determinado padrão de vida. Há, consequentemente, o aumento do endividamento privado, o que Lapavitsas (2009) denomina de extração financeira: o mercado financeiro obtém lucro extraindo renda das famílias. Em alguns casos, essa situação se agrava com a incapacidade das famílias de honrarem suas dívidas, o que termina pela perda de propriedades, como é retratado pela crise financeira dos Estados Unidos em 2007 e a perda de residências por aproximadamente quatro milhões de pessoas (HARVEY, 2016).

Essa segunda definição de financeirização fornece outra explicação para o seu surgimento. Bruno et al. (2009) e Miranda (2013) apontam que, em geral, a financeirização nos países desenvolvidos ocorreu pelo endividamento privado e com taxas de juros reduzidas. Pelo contrário, a financeirização do Brasil teria ocorrido pelo endividamento público e a taxas de juros elevadas. O contexto seria a década de 1980, quando o Estado apresentava dificuldades para obter financiamento junto ao setor privado. Foi necessária uma elevada taxa de juros atrelada aos títulos públicos para incentivar a vinda de credores. Desse modo, intensificou-se a transferência de renda pública para o setor privado. Para Belluzzo e Almeida (2002), aprofundava-se o rentismo no país e fornecia-se terreno para a expansão da influência do setor financeiro sobre a economia.

A última definição de financeirização é interpretá-la como um novo regime de acumulação de capital (BOYER, 2000). Entre os anos 1945 e 1970, a acumulação de capital ocorria principalmente por meio da expansão da produção, ou seja, o estoque de capital físico crescia gradativamente. Essa produção era absorvida por uma também crescente demanda agregada, impulsionada pelo consumo (HOBSBAWN, 2003). O Estado era outro elemento a auxiliar na redução dos estoques das firmas, uma vez que este tinha um papel mais ativo sobre a economia, além de fornecer renda para determinados segmentos da população (HOBSBAWN, 2003). Todavia, a conjuntura de choques dos anos 1970 e 1980 rompeu com esse paradigma. Muitas firmas deslocaram o capital para o setor financeiro, em um mundo que passava pela globalização financeira e comercial (ARRIGHI, 1994). No caso da última, fez com que a lucratividade do setor produtivo se reduzisse em algumas economias, como foi o caso dos países anglo-saxões.

Estagnação dos salários reais e enfraquecimento do Estado de Bem Estar Social foram ingredientes adicionais para formar a reversão na forma de acumulação, uma vez que ambos os fatores reduziam o consumo (HARVEY, 2005). E conforme dito na segunda definição de financeirização, o setor financeiro incorporou áreas nas quais o Estado era, inicialmente, o provedor do serviço.

No caso brasileiro, a financeirização como regime de acumulação de capital poderia ser vista na transferência de capital dos agentes para a aquisição de títulos públicos, os quais apresentam elevada rentabilidade e baixo risco de default. Seria a captura do Estado pelo setor financeiro como fonte de renda (BIN, 2015). A política monetária empreendida pelo Banco Central, dessa forma, seria de grande importância, dada a indexação dos títulos públicos à taxa de juros Selic. É por meio dessa dinâmica que alguns autores argumentam que a moeda, no Brasil, altera a produção e o emprego (BELLUZZO e ALMEIDA, 2002; BELLUZZO, 2016). Conforme as empresas percebam a vantagem de investir em títulos públicos, que são uma forma de capital fictício, não geradora de riqueza, o setor produtivo desaceleraria devido às inversões de capital para a aquisição de tais títulos. O resultado seria menor produção e emprego no setor produtivo.

Destarte, a financeirização pode ser entendida por meio dessas três abordagens. Essas definições não exaurem o termo financeirização, pois este comporta outras características. Para os nossos propósitos, enfatizaremos uma delas, o aumento de influência e poder do sistema financeiro sobre os Estados.

Chesnais (1996), Harvey (2005) e Palley (2007) apontam que o avanço das finanças ocorre em paralelo com a maior influência das instituições e elites financeiras e grandes corporações. Cargos públicos importantes tendem a serem preenchidos por agentes do mercado financeiro, como é o caso do presidente do Banco Central do Brasil (BIN, 2015). É uma das formas que o setor financeiro utilizaria para ver os seus objetivos atendidos.

Outra forma é por meio do financiamento. Caso determinado Estado empreenda uma política doméstica em desacordo com as expectativas do mercado financeiro, a economia pode vir a sofrer uma saída de capitais, culminando na depreciação do câmbio e na perda de valor acionário das empresas que atuam nesse território (SOTIROPOULOS e LAPATSIORAS, 2014). O Estado perde autonomia para implementar políticas domésticas, vindo a realizar políticas que confirmem as expectativas do mercado financeiro. É um paradoxo: a sociedade elege o governo, mas esse governa para o mercado financeiro.

Implícita nessa abordagem está a questão da confiança. Deve-se adquirir a confiança do mercado financeiro (KRUGMAN, 2009). No caso do Brasil, em vários momentos o Banco Central utilizou a palavra confiança para justificar elevações da taxa de juros Selic (BIN, 2015).

Terminando essa seção, descrevemos a maior influência do setor financeiro sobre a política doméstica, porque é o nosso interesse investigar uma relação entre a taxa de juros real do Brasil e a atuação do mercado financeiro. Muitos trabalhos, de forma explícita ou implícita, seguem esse percurso para explicar o motivo da taxa de juros brasileira ser tão discrepante dos padrões internacionais. Aproveitaremos esses estudos para construir nosso argumento, com o acréscimo do fato de que utilizaremos uma proxy para retratar a influência do setor financeiro. Desse modo, queremos analisar se existe alguma relação econométrica entre a taxa de juros real e o setor financeiro. É o objetivo da próxima seção.

3. ESTUDO ECONOMÉTRICO

3.1. REVISÃO DE LITERATURA

Favero e Giavazzi (2002) estimaram a regra de Taylor para compreender a função de reação do Banco Central do Brasil em relação a determinadas variáveis. O período de análise foi de fevereiro de 1999 a março de 2002, com dados mensais. A regra de Taylor foi construída com a taxa de juros Selic como variável dependente e a inflação esperada, o hiato do produto e a taxa cambial como variáveis independentes. A partir dos resultados, somente a inflação esperada foi significativa, com sinal positivo.

Considerando o regime de metas de inflação em vigor, no qual a autoridade monetária persegue a estabilidade da moeda como principal objetivo, o resultado de Favero e Giavazzi (2002) não surpreende. Falamos anteriormente do regime de metas de inflação e de como, segundo alguns trabalhos, como o de Libânio (2010), ele talvez seja um dos motivos para uma política monetária mais restritiva.

Bacha (2010) realiza regressões múltiplas entre os anos 1995 (terceiro trimestre) e 2009 (quarto trimestre). Entre suas conclusões, destaca-se a afirmação de que para entender o diferencial da taxa de juros real brasileira com a vista internacionalmente devemos nos ater ao prêmio de risco. Este é influenciado de forma negativa por dois fatores. O primeiro é o temor dos credores do Estado com relação a um possível default brasileiro. O segundo fator é o temor por uma potencial perda real de renda devido ao passado de alta inflação do país.

Um desdobramento do trabalho de Bacha (2010) é a defesa da redução do gasto público, que tem elevado a dívida pública e prejudicado uma queda mais acentuada da taxa de juros ao longo dos anos. Barbosa (2006) reforça esse ponto ao apontar que o esforço de ajuste fiscal brasileiro não é institucional, mas depende da vontade de cada governante. Desse modo, a Lei de Responsabilidade Fiscal, implementada em 2000, foi um importante passo para concretizar um quadro no qual o ajuste fiscal seja institucional. Atualmente, podemos considerar a emenda constitucional 95, o teto do gasto público, como outro esforço nessa direção. Não é por menos que um dos argumentos da EC 95 era o de que ela propiciaria margem para a queda estrutural da taxa de juros.

Goldfajn e Bicalho (2011) analisam a taxa de juros brasileira nos anos 1993 (terceiro trimestre) a 2008 (terceiro trimestre), utilizando regressões múltiplas. Assim como em Bacha (2010), o risco-país era importante para explicar a taxa de juros Selic. Adicionalmente, os resultados econométricos mostraram que o aumento da razão dívida pública/PIB faz com que a taxa de juros seja maior. De modo inverso, o aumento da relação crédito/PIB reduz o patamar da taxa de juros. Em relação ao crédito, a sua expansão na economia é uma característica de sistema financeiro desenvolvido e, por conseguinte, tende a arrefecer a taxa de juros.

O Brasil não possui um sistema financeiro desenvolvido (SANT’ANNA, 2009). O mercado acionário realiza funções restritas como reestruturação de dívidas e fusões e aquisições. Falta um mercado de crédito de longo prazo. O Banco Nacional de Desenvolvimento Econômico e Social (BNDES) tenta preencher esse vácuo; entretanto, sofre críticas de prejudicar a potência da política monetária ao realizar os seus desembolsos com taxa de juros subsidiadas (BACHA, 2010; GOLDFAJN e BICALHO, 2011).

Outro trabalho que procurou entender a taxa de juros brasileira foi o de Barbosa, Camêlo e João (2016), entre os anos 2003 e 2015. Em relação aos trabalhos retratados nessa seção, a novidade deste foi a incorporação da taxa de juros internacional como fator para determinar o patamar da taxa de juros Selic. A proxy utilizada foi a taxa de juros estabelecida pelo Federal Reserve Bank (FED), o Banco Central dos Estados Unidos da América (EUA). Flutuações da taxa de juros norte-americana influenciam a taxa de juros do Brasil. Em momentos em que o FED eleva a sua taxa de juros, o que se percebe é uma saída de capitais de economias emergentes, entre elas o Brasil, e para mitigar tal processo torna-se necessário a elevação da taxa de juros interna.

Para incorporar os fatores conta fiscal, conta externa e condições dos mercados financeiros doméstico e internacional, Garcia e Didier (2003) afirmam que o risco-país é explicado por esses fatores. Analisando os anos entre 1995 e 2000, com dados diários, e utilizando Generalized Method of Moments (GMM), os resultados econométricos sustentaram essa hipótese. Desse modo, as oscilações do risco-país se dariam em virtude da percepção dos investidores em relação a esses quatro fatores.

Embora não incorporada no trabalho de Garcia e Didier (2003), a incerteza jurisdicional, de acordo com Arida, Bacha e Lara-Resende (2003), seria outro fator para explicar a taxa de juros. A Constituição de 1988, ao estabelecer situações nas quais a propriedade privada é subordinada a sua função social, agravou a incerteza jurídica. Assim, incerteza jurídica seria a ineficácia do Estado em garantir direitos dos agentes privados; estes, por sua vez, percebendo tal situação, exigiriam maior patamar da taxa de juros para financiar o país.

Lopes (2014) critica os argumentos puramente técnicos para explicar o elevado patamar da taxa de juros. Em seu artigo, o autor desqualifica alguns deles, como a hipótese da escassez de poupança privada e o elevado deficit público. A postura da autoridade monetária é questionada, a qual seria excessivamente conservadora.

Argumentos na direção de Lopes (2014) são vastos, e citamos alguns deles na seção passada. De forma geral, o sistema financeiro estaria exercendo forte influência sobre a política doméstica, em particular, sobre a política monetária, como forma de obter maior renda (CHESNAIS, 1996; HARVEY, 2005; PALLEY, 2007). Entretanto, falta nesses trabalhos o esforço para incorporar essa hipótese nos modelos econométricos.

Enquanto os trabalhos citados nessa seção não incorporaram a hipótese do sistema financeiro exercendo influência sobre a política monetária, os autores que sustentam essa hipótese, salvo engano, não apresentam trabalhos econométricos com esse argumento embutido. É nesse espaço que se encontra o objetivo desse artigo. Iremos incorporar a hipótese de o sistema financeiro influenciar a autoridade monetária em um modelo econométrico.

3.2. DADOS E METODOLOGIA

Nosso modelo econométrico será construído com base na revisão de literatura. Nossa variável dependente será a taxa de juros real $\left(txjuro{s}_t\right)$, que é a taxa de juros Selic nominal deflacionada pelo Índice Nacional de Preços ao Consumidor Amplo (IPCA). Os dados foram obtidos por meio do IPEA.

Das variáveis que esperamos ter alguma relação com a taxa de juros real, utilizaremos a taxa de câmbio real $\left(cambi{o}_t\right)$. De acordo com os trabalhos de Favero e Giavazzi (2002) e Libânio (2010), elevações da taxa de câmbio real estariam relacionadas com maior nível da taxa de juros real. Os dados foram obtidos no Banco Central do Brasil.

O nível da atividade econômica $\left(ativi{d}_t\right)$ é retratado pelo índice de produção industrial (2012 = 100). Segundo Libânio (2010), esperamos que, quanto mais alto seja esse índice, ou seja, quanto maior o nível de atividade econômica, maior tenderá a ser a taxa de juros real. Os dados são provenientes do Banco Central do Brasil.

Não incluiremos variáveis que correspondam às contas fiscais e externas e à condição do mercado financeiro internacional porque, de acordo com Garcia e Didier (2003), o risco-país incorpora as oscilações dessas variáveis. Consequentemente, utilizaremos o risco-país $\left(risc{o}_t\right)$. Para Garcia e Didier (2003) e Goldfajn e Bicalho (2011), essa variável se relaciona de forma positiva com a taxa de juros real. Quanto maior o nível do risco-país, maior será a taxa de juros real. A proxy utilizada é o Embi + Brasil, que é um índice que reflete o comportamento dos títulos da dívida externa brasileira comparados com títulos de prazo equivalente emitidos pelo tesouro dos EUA. O índice retrata o quanto os títulos brasileiros pagam de excedente (prêmio) em relação aos títulos norte-americanos. Os dados foram obtidos pelo IPEA.

O desenvolvimento do sistema financeiro é retratado pela proporção do crédito em relação ao PIB $\left(credi{t}_t\right)$, conforme visto no trabalho de Goldfajn e Bicalho (2011). Espera-se uma relação negativa entre essas duas variáveis. Os dados foram obtidos no Banco Central do Brasil.

Nossa variável de maior interesse é a que descreve a influência do setor financeiro sobre a política monetária doméstica. Como discutido na seção 2, essa característica está inserida na financeirização e, desse modo, denominaremos tal variável de $\left(finan{c}_t\right)$. Chesnais (1996), Palley (2007) e Bin (2015) relacionam o aumento de poder de influência das instituições bancárias, instituições financeiras não-bancárias, fundos mútuos e de previdência e de elites rentistas com a perda de autonomia do Estado na condução da política doméstica. Desse modo, e contextualizando para o caso brasileiro, a taxa de juros real estaria sofrendo o efeito do mercado financeiro. Assim, esperamos uma relação positiva: quanto maior o nível da variável de financeirização, maior tenderá a ser a taxa de juros real.

A proxy para a influência do setor financeiro $\left(finan{c}_t\right)$ é a parcela da dívida pública federal detida por agentes envolvidos com o setor financeiro (instituições financeiras, seguradoras, fundos de investimento e não-residentes). Optamos por essa proxy porque a dívida pública é um dos meios pelos quais o setor financeiro pode influenciar o Estado (CHESNAIS, 1996; BRUNO et al., 2009; FEIJÓ, LAMONICA e BASTOS, 2016). Em particular, Chesnais (1996) assinala que a dívida pública é o principal canal para a difusão das finanças. É por meio do passivo público que as finanças conseguiram capturar os Estados nacionais.

Toda proxy sofre de problemas técnicos para retratar determinados fenômenos, sendo a presente proxy não isenta desse fardo. No tocante à financeirização, não há uma proxy padrão. As mais utilizadas são pagamentos de juros e dividendos pelas empresas não financeiras de capital aberto/lucro bruto (GONZÁLEZ e SALA, 2013); o mesmo numerador, mas dividido pelo valor adicionado do setor de negócios (STOCKHAMMER, 2004) ou pelo estoque de capital físico líquido (TORI e ONARAN, 2017); pagamento de dividendos das empresas não financeiras /lucro líquido (ATTÍLIO, 2016); valor de mercado das empresas listadas na bolsa/PIB (TRIDICO e PARIBONI, 2017; ATTÍLIO, 2018).

Uma deficiência dessas abordagens é que elas não contemplam o endividamento público e são centradas primordialmente sobre as empresas não financeiras. Bruno et al. (2009) superam a segunda deficiência ao apresentar um índice com agregados monetários (M4-M1/Formação Bruta de Capital), o qual mostra a desconexão de ativos para financiar investimentos produtivos e para especulação. Entretanto, interpretamos que esse índice não capta de forma direta a influência do mercado financeiro sobre a taxa de juros real.

A proxy do presente artigo foi escolhida ao englobar principalmente o endividamento público, pois é sabido que a financeirização do Brasil se desenvolveu, prioritariamente e inicialmente, pelo endividamento do Estado. O conhecimento dessa situação motivou tal escolha.

A parcela da dívida pública mantida por agentes do setor financeiro pode elucidar a rigidez de queda da taxa de juros ao evidenciar uma influência desses agentes sobre a tomada de decisão do Banco Central. Seria um argumento de “captura” do Estado pelo mercado financeiro.

Pode-se dizer que o aumento da dívida pública implicaria no aumento da taxa de juros real ao ativar o crowding out, mas esse argumento ignoraria o elevado endividamento público, por exemplo, de países como o Japão, os EUA e os da Europa Ocidental, e a concomitante baixíssima taxa de juros real que apresentam. Outro argumento favorável à proxy é que foi incluído no modelo a variável risco-país, que absorveria efeitos de percepção de maior risco do país. No Brasil, a experiência da década de 1980 mostrou como os credores da dívida pública podem influenciar a política econômica ao dificultar o financiamento do gasto público - exigindo maiores taxas de juros como remuneração (BELLUZZO e ALMEIDA, 2002; PAULANI, 2013). Assim, acreditamos que a proporção do estoque da dívida pública federal mantida por agentes do setor financeiro seja uma proxy adequada para retratar a influência desse setor sobre a política doméstica. Os dados foram obtidos pelo Tesouro.

Descrita as variáveis, nosso modelo é especificado da seguinte maneira:

$txjuro{s}_t={\beta }_0+{\beta }_{1}cambi{o}_t+{\beta }_{2}ativi{d}_t+{\beta }_{3}risc{o}_t+{\beta }_{4}credi{t}_t+{\beta }_{5}finan{c}_t+e_t$ (1)

Em (1), os $\beta \text{'}s$ são os coeficientes a serem estimados e $e_t$ são os erros do modelo.

Tentaremos obter relações de longo prazo (cointegração) entre as variáveis, por meio do modelo de correção de erros (VEC), uma vez que, como será visto na próxima subseção, as variáveis não são estacionárias em nível. Essa metodologia foi escolhida devido à sua característica de tratar todas as variáveis como endógenas (WOOLDRIDGE, 2009). Ademais, poderemos utilizar funções impulso-resposta para analisar o comportamento da taxa de juros real $\left(txjuro{s}_t\right)$ frente a choques de outras variáveis.

Como queremos obter relações entre a taxa de juros real e outras variáveis, com destaque para a variável de financeirização, e não almejamos construir um modelo para a determinação da taxa de juros real, interpretamos o uso do VEC como apropriado para atender a esse objetivo.

Vale enfatizar esse último ponto. Nossa intenção é captar uma relação econométrica entre a política monetária doméstica $\left(txjuro{s}_t\right)$ e a influência do setor financeiro $\left(finan{c}_t\right)$, mas não o que determina a taxa de juros real.

Por fim, a periodicidade dos dados é mensal, englobando o período de março de 2007 a janeiro de 2017. Dois fatores acarretaram nessa delimitação de período. O primeiro - e principal - é devido à nossa variável de maior interesse, a de financeirização. Os seus dados, disponibilizados pelo Tesouro, começam somente em janeiro de 2007 e terminam em janeiro de 2017. O segundo fator foi que os dados da proporção do crédito com o PIB, disponibilizados pelo Banco Central do Brasil, se iniciam em março de 2007. Assim, nossa abrangência temporal é 2007.03 a 2017.01.

3.3. RESULTADOS ECONOMÉTRICOS

Como estamos trabalhando com séries temporais, temos de verificar se as variáveis são estacionárias. Isso é feito por meio de dois testes. Utilizaremos os testes Phillips-Perron (PP) e Augmented Dickey-Fuller (ADF). A hipótese nula é a de existência de raiz unitária. Dessa forma, as séries não seriam estacionárias em nível. Como pode ser visto na Tabela 1, somente as séries $txjuro{s}_t$ e $ativi{d}_t$ são estacionárias em nível. As demais séries não rejeitaram a hipótese nula. Quando trabalhadas em primeira diferença (acréscimo da letra d para denotar essa característica), a hipótese nula é rejeitada.

Tabela 1
Testes de raiz unitária com tendência e constante

	PP		ADF
Variável	Defasagem	Valor do teste	Defasagem	Valor do teste
$txjuro{s}_t$	4	-4.70***	4	-4.66***
$cambi{o}_t$	4	-2.30	2	-2.23
$dcambi{o}_t$	4	-6.92***	2	-5.06***
$ativi{d}_t$	4	-4.22***	3	-4.70***
$risc{o}_t$	4	-2.40	2	-2.56
$drisc{o}_t$	4	-8.48***	1	-6.82***
$credi{t}_t$	4	0.80	4	0.41
$dcredi{t}_t$	4	-8.80***	3	-5.01***
$finan{c}_t$	4	-2.39	1	-2.26
$dfinan{c}_t$	4	-11.79***	0	-11.84***

• Nota: (*) é significativa a 10%; (**) é significativa a 5%; e (***) é significativa a 1%.
• Fonte: Elaboração própria com dados da pesquisa.

Para podermos utilizar o VEC, devemos possuir relações de longo prazo (cointegração) entre as séries. Antes, porém, temos de utilizar critérios para determinar a defasagem que será usada. Os critérios de Akaike (AIC), de Hannan-Quinn (HQ) e de Schwarz (SC) foram os escolhidos. A Tabela 2 apresenta os resultados.

Tabela 2
Critérios de defasagem

Defasagem	AIC	HQIC	SBIC
0	25.79	25.85	25.93
1	24.05*	24.46*	25.06*
2	24.40	25.16	26.27
3	24.36	25.47	27.09
4	24.46	25.93	28.06

• Fonte: Elaboração própria com dados da pesquisa.

Todos os critérios apontaram para uma defasagem. Escolhida a defasagem, o próximo passo é verificar se existem relações entre as variáveis. O teste de Johansen verifica essa questão, o que é retratado pela Tabela 3. A hipótese de inexistência de equações cointegradas é rejeitada, pois a estatística 354,73 supera o valor crítico de 94,15. Como a hipótese de existência de cinco ou menos equações cointegradas é rejeitada, inferimos que há relações de longo prazo entre as variáveis.²

Tabela 3
Teste de Johansen

Rank	Estatística	5%
0	354,73	94,15
1	245,16	68,52
2	156,25	47,21
3	78,39	29,68
4	33,56	15,41
5	10,62	3,76

• Fonte: Elaboração própria com dados da pesquisa.

O último passo antes de retratar os valores da equação cointegrada do VEC é verificar se a autocorrelação é detectada pelo teste Lagrange-multiplier. Investigaremos a autocorrelação de ordem 1 e ordem 2 (Tabela 4). A hipótese de ausência de autocorrelação não é rejeitada.

Tabela 4
Teste de autocorrelação

Autocorrelação	p valor
1	0,43
2	0,43

• Fonte: Elaboração própria com dados da pesquisa.

Finalmente, a Tabela 5 exibe os valores estimados das variáveis cointegradas. As duas primeiras variáveis da tabela não foram significativas. A taxa de câmbio real apresentou valor contrário ao esperado. De acordo com o seu sinal, desvalorizações cambiais estariam associadas com um menor patamar da taxa de juros real. A outra variável é a atividade econômica, que exibiu sinal positivo, conforme esperado. Uma economia mais aquecida exige maior taxa de juros real. Todavia, como já dito, tanto a taxa de câmbio real quanto a atividade econômica não foram significativas.

Tabela 5
Estimativas da cointegração

Variáveis	Coeficiente	Erro-padrão	Estatística z	p valor
$dcambi{o}_t$	-0.08	0.06	-1.28	0.200
$ativi{d}_t$	0.02	0.02	1.23	0.218
$drisc{o}_t$	0.03***	0.006	4.54	0.00
$dcredi{t}_t$	-2.55***	0.56	-4.51	0.00
$dfinan{c}_t$	1.92***	0.16	11.78	0.00

• Nota: (*) é significativa a 10%; (**) é significativa a 5%; e (***) é significativa a 1%.
• Fonte: Elaboração própria com dados da pesquisa.

O risco-país foi significativo e com sinal positivo. Resultado semelhante é visto nos trabalhos de Garcia e Didier (2003) e Goldfajn e Bicalho (2011), nos quais elevações da percepção do risco de se investir no Brasil estariam relacionadas com um maior patamar da taxa de juros real. Podemos depreender que fatores como as contas públicas internas e externas e as condições do mercado financeiro internacional são relevantes para entender as oscilações da taxa de juros real, uma vez que tais fatores, segundo Garcia e Didier (2003), consubstanciam o risco-país.

A variável crédito/PIB também foi significativa, com sinal negativo. Isso mostra que um mercado financeiro doméstico mais desenvolvido poderia permitir a existência de uma taxa de juros real mais baixa. Resultado parecido pode ser visto em Goldfajn e Bicalho (2011).

Nossa variável de maior interesse, a que retrata a influência do setor financeiro sobre a política monetária, foi significativa e com sinal positivo. Esse resultado fortalece o argumento de autores como Chesnais (1996), Palley (2007) e Bin (2015), o qual defende que os mercados financeiros têm influenciado o patamar da taxa de juros real, de modo a favorecer os seus interesses. Desse modo, além dos fatores citados na literatura como o risco-país e o nível da atividade econômica, os resultados econométricos apontam que a financeirização também é um fator a ser considerado ao analisar a taxa de juros real brasileira.

Finalizando a análise econométrica, a figura 1 retrata as funções impulso-resposta da taxa de juros real em decorrência de choques realizados pelas demais variáveis do modelo. Em todos os choques a taxa de juros real se comporta da forma esperada de acordo com os trabalhos da revisão de literatura (seção 3.1). Destaque-se o choque da taxa de câmbio real e a reação da taxa de juros real. Na Tabela 5, que analisou a equação de cointegração, a variável relativa ao câmbio apresentou sinal contrário ao esperado. No caso da Figura 1, o comportamento da taxa de juros real frente ao choque dessa variável ocorre como o esperado. As demais variáveis, atividade econômica e risco-país, tendem a elevar o nível da taxa de juros real ao longo do tempo, e a proporção do crédito com o PIB, a reduzir esse nível. Por fim, a variável de financeirização, conforme retratado pela Tabela 5, na qual apresentou uma relação positiva com a taxa de juros real, tem essa relação novamente exposta pela função impulso resposta.

Os resultados econométricos fornecem suporte à nossa hipótese de que a financeirização é uma variável a ser considerada ao tentar compreender o elevado nível da taxa de juros real brasileira. Adicionalmente, nosso modelo confirmou o efeito de outras variáveis apontadas pela literatura como relevantes para explicar oscilações da taxa de juros real.

Figura 1
Funções impulso resposta: respostas da taxa de juros a diferentes choques

CONCLUSÃO

Este artigo analisou a taxa de juros real do Brasil ao longo dos anos. Utilizamos argumentos que são citados com elevada frequência na literatura para compreender a evolução dessa taxa e o porquê de ela apresentar resistência a quedas significativas, ao ponto de permanecer, em comparações internacionais, em patamar elevado.

Nossa hipótese foi adicionar o termo financeirização, em particular, a influência do setor financeiro sobre a implementação de políticas domésticas. Sem o objetivo de determinar a taxa de juros real, mas tão somente buscar uma relação entre a financeirização e a taxa de juros real, nossos resultados econométricos fortalecem nossa hipótese.

O trabalho de Weisbrot, Carrillo e Mello (2017) comparou o patamar da taxa de juros real do Brasil com o de vários outros países, com condições semelhantes. Os autores perceberam que, utilizando a argumentação padrão (risco-país, baixa taxa de poupança etc), não havia justificativa plausível para explicar o patamar da nossa taxa de juros. Tentamos preencher essa lacuna.

Novos estudos são necessários para aprofundar o entendimento da taxa de juros. Nossa contribuição foi mostrar que a financeirização pode ser um importante canal para atingir esse objetivo.

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• CÓDIGO JEL:

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  Em todo o artigo a taxa de juros utilizada é a ex-post.
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Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  16 Dez 2020
• Data do Fascículo
  2020

Histórico

• Recebido
  13 Ago 2017
• Aceito
  17 Nov 2019