Determinantes, custos e sustentabilidade da dívida pública - uma aplicação para a União Europeia

Determinantes, custos e sustentabilidade da dívida pública – uma aplicação para a União Europeia por Sara Isabel Dias Sanfins dos Santos Tese de Mestrado em Economia Orientada por Vitor Carvalho Ana Paula Ribeiro Julho 2013 i Nota biográfica Sara Isabel Dias Sanfins dos Santos nasce a 4 de julho de 1983 em Matosinhos, cidade onde ainda reside. Em 2001, ingressa na licenciatura bietápica em Contabilidade e Administração no Instituto Superior de Contabilidade e Administração do Porto (ISCAP). Detentora do grau de Bacharel em Contabilidade e Administração, em 2005 é inscrita na Câmara dos Técnicos Oficiais de Contas (CTOC) – atual Ordem dos Técnicos Oficiais de Contas (OTOC). Em 2008, licencia-se em Economia pela Faculdade de Economia do Porto (FEP). No mesmo ano realiza um estágio profissional na Caixa Geral de Depósitos e em abril de 2009 integra a equipa executiva do Health Cluster Portugal – Associação do Pólo de Competitividade da Saúde, uma iniciativa no âmbito das Estratégias de Eficiência Coletiva do QREN, onde permanece até hoje como responsável pela área financeira. Em paralelo com a atividade profissional, em 2010 ingressa no Mestrado em Economia na FEP, no âmbito do qual se insere a presente dissertação. ii Agradecimentos Abracei este projeto como mais um desafio e uma oportunidade na minha formação. Durante esta jornada tive muitas pequenas vitórias mas tive também momentos de desalento. Em todos esses momentos pude contar com palavras amigas, expressas ou ditas em silêncio, de reconhecimento e de motivação. E é por isso, que este trabalho não é só meu mas também de todos aqueles que de forma mais ou menos direta contribuíram para a sua conclusão. Assim, quero começar por agradecer à minha mãe, pelo seu exemplo de coragem que todos os dias me inspira e pelo seu amor e apoio incondicional. Quero agradecer ao meu irmão, por me ter incitado a ser mais disciplinada e ambiciosa. Agradeço ao meu namorado pelo companheirismo e pelo carinho sempre presente. Agradeço à minha família e amigos pela compreensão nos momentos em que estive mais ausente. Quero agradecer aos meus orientadores, Professor Doutor Vitor Carvalho e Professora Doutora Ana Paula Ribeiro, pela motivação, disponibilidade, fácil acessibilidade e simpatia sempre presentes ao longo de todo este trabalho. E por último, mas não menos importante, um muito OBRIGADO ao meu pai, que sempre iluminou o meu caminho e que, não me podendo dar um abraço apertado neste momento por já não estar entre nós, sei que onde ele está, está a olhar por e para mim e fá-lo com orgulho. Obrigado PAI. iii Resumo A recente crise de dívida pública que assolou Portugal exigindo o resgate financeiro por parte do que vulgarmente se designa por Troika (Comissão Europeia, Banco Central Europeu e Fundo Monetário Internacional), resgate ao qual outros países da União Europeia foram também submetidos, levantou a questão da sustentabilidade da dívida pública, suscitando o interesse em compreender os determinantes e causas da dívida pública elevada, bem como em desenvolver um modelo capaz de relacionar um conjunto de fatores com a probabilidade de ocorrência de crise de dívida soberana. Neste sentido, foi desenvolvido um modelo de escolha binária, aplicado a 17 países da União Europeia e que integra, para além das variáveis consideradas em Baldacci et al. (2011b) - variáveis fiscais básicas, estrutura da dívida pública e tendências de longo prazo -, uma variável que capta a dimensão política como determinante das crises orçamentais. A inclusão desta variável contribuiu positivamente para a capacidade preditiva do modelo, bem como para a qualidade do ajustamento, evidenciando que a proximidade das eleições aumenta a probabilidade de ocorrência de crise. Atentando nas restantes variáveis, é possível constatar que as variáveis fiscais e as variáveis relacionadas com a maturidade da dívida pública, com exceção da dívida pública de longo prazo, têm maior impacto na probabilidade de ocorrência de crise do que a variável que reflete a dimensão estrutural. Palavras-chave: Défices orçamentais; Dívida pública; Sustentabilidade orçamental; Indicadores de stress orçamental; Modelos Logit Códigos JEL: C25; E62; E66; H62; H63 iv Índice geral Nota biográfica ..................................................................................................................... i Agradecimentos ................................................................................................................... ii Resumo ................................................................................................................................ iii Índice geral .......................................................................................................................... iv Índice de quadros ............................................................................................................... vi Índice de figuras ................................................................................................................ vii 1. Introdução ....................................................................................................................... 1 2. Determinantes do enviesamento deficitário do saldo orçamental e custos de dívida pública elevada ................................................................................................................ 4 2.1. Determinantes do enviesamento deficitário do saldo orçamental ............................. 6 2.2. Custos associados a dívidas públicas elevadas ....................................................... 10 3. Dinâmica da dívida pública e testes de sustentabilidade: evidência empírica para a União Europeia ............................................................................................................. 15 3.1 Decomposição da dinâmica da dívida pública ........................................................ 15 3.2 Testes de sustentabilidade orçamental .................................................................... 19 3.2.1 Teste de Bohn ..................................................................................................... 20 3.2.2 Estacionaridade do saldo orçamental primário e da dívida pública .................... 21 4. Indicadores de stress das finanças públicas – uma revisão de literatura ................ 26 5. Avaliação da probabilidade de crise orçamental para os países da União Europeia42 5.1. Um modelo Logit para análise de crises orçamentais ............................................. 43 5.2. Análise de resultados ............................................................................................... 48 6. Conclusões ..................................................................................................................... 56 Referências bibliográficas ................................................................................................. 59 ANEXOS ............................................................................................................................ 63 v Anexo A: Dinâmica da dívida pública – dados e fontes ................................................. 63 Anexo B: Testes de sustentabilidade – dados e fontes.................................................... 64 Anexo C: Modelo Logit aplicado à União Europeia – descrição de variáveis e fontes 65 Anexo D: Estimações do modelo Logit: outputs do EViews .......................................... 67 vi Índice de quadros Quadro 1: Dinâmica da dívida pública (valores médios, 1970-2011) ...................................... 16 Quadro 2: Dinâmica da dívida pública (valores médios, 1999-2011) ...................................... 17 Quadro 3: Dinâmica da dívida pública (valores médios, 1999-2006) ...................................... 18 Quadro 4: Dinâmica da dívida pública (valores médios, 2007-2011) ...................................... 19 Quadro 5: Teste de Bohn .......................................................................................................... 21 Quadro 6: Testes "Augmented Dickey-Fuller" (ADF) e "Phillips Perron" (PP) - dívida pública e saldo orçamental primário ............................................................................................. 23 Quadro 7: Resumo dos testes Bohn, ADF e PP ....................................................................... 25 Quadro 8: Episódios de crise .................................................................................................... 46 Quadro 9: Especificações Logit para a probabilidade de crise de dívida pública .................... 49 Quadro 10: Efeitos marginais - especificação IV ..................................................................... 51 vii Índice de figuras Figura 1: Dívida pública em percentagem do PIB, G7 - 1970-2011 .......................................... 4 Figura 2: Efeito "snowball" e a probabilidade de crise ............................................................ 52 Figura 3: Saldo orçamental primário e a probabilidade de crise .............................................. 52 Figura 4: Dívida de curto prazo e a probabilidade de crise ...................................................... 53 Figura 5: Dívida de longo prazo e a probabilidade de crise ..................................................... 53 Figura 6: Alteração nas despesas com pensões e a probabilidade de crise .............................. 54 Figura 7: Proximidade das eleições e a probabilidade de crise ................................................ 54 1 1. Introdução Palavras como crise e austeridade são, nos dias que correm, das mais frequentes para caracterizar a conjuntura económica atual. Num efeito de “bola de neve”, começamos em 2007 com uma crise de crédito imobiliário nos EUA que, rapidamente, se alastrou à banca, tornando-se numa crise financeira e bancária internacional, passando a crise económica e orçamental, culminando em crises de dívida soberana, nomeadamente em algumas economias da Área do Euro e, particularmente, em Portugal. De facto, a dívida pública portuguesa e os respetivos juros atingiram níveis nunca antes observados. Esta situação exigiu que as contas públicas fossem repensadas e que, em 2011, Portugal, à semelhança do que acontecera com a Grécia e com a Irlanda, recebesse assistência financeira por parte de um consórcio de credores, vulgarmente designado por Troika (Comissão Europeia, Banco Central Europeu e Fundo Monetário Internacional). A exposição das dívidas soberanas a choques macroeconómicos e a forma como grande parte dos países, em especial os da Área do Euro, foram afetados, com maior ou menor intensidade, exigiu que as atenções se voltassem para a questão da sustentabilidade das finanças públicas. Esta necessidade advém, em grande medida, do facto de elevadas dívidas públicas condicionarem a utilização da política orçamental que, num quadro de uma união monetária, constitui o único instrumento de estabilização disponível no combate a choques macroeconómicos. Este e outros custos, bem como as motivações que conduzem ao enviesamento deficitário das contas públicas estão largamente documentados na literatura (e.g., Elmendorf e Mankiw, 1998, e Eslava, 2011). Na literatura, os conceitos de sustentabilidade orçamental e solvabilidade orçamental surgem, por vezes, como se da mesma definição se tratasse. Embora ambos os conceitos estejam associados ao cumprimento da restrição orçamental intertemporal - o que, teoricamente, é verificado se o valor atualizado dos saldos orçamentais primários futuros for igual ao valor presente da dívida pública -, estes compreendem horizontes temporais diferentes. Assim, a sustentabilidade orçamental é perspetivada numa ótica de longo prazo e prende-se com a capacidade do governo financiar a sua dívida corrente e as despesas futuras, enquanto a solvabilidade orçamental está relacionada com 8 Seguindo esta linha de orientação foram recentemente desenvolvidos alguns trabalhos que evidenciam o comportamento dos governos como causa do enviesamento deficitário, apontando como principais explicações a assimetria de informação (Calmfors e Lewis, 2011), a impaciência dos eleitores e dos políticos (Rogoff e Bertelsmann, 2010) e, consequentemente, a penalização das gerações futuras (Calmfors e Lewis, 2011), a competição eleitoral (Alt e Lassen, 2006; Eslava, 2011) e a fragmentação dos governos (Velasco, 1997; Hagen, 2005). O conhecimento que os eleitores têm, quer da situação orçamental do país, quer das políticas adotadas, é manifestamente menor que o dos políticos, possibilitando assim a estes últimos a utilização dessa vantagem da forma que consideram mais conveniente. Deste modo, e com o objetivo de serem reeleitos, os governos têm margem para a manipulação dos seus eleitores, não tendo por isso incentivo à redução da despesa nem ao aumento dos impostos. Também as previsões excessivamente optimistas quanto às receitas futuras podem levar a défices excessivos, uma vez que são realizadas num cenário de incerteza e de informação incompleta, não se verificando à posteriori os montantes de impostos estimados (Calmfors e Lewis, 2011). À informação imperfeita associa-se a impaciência quer dos políticos quer dos eleitores (Rogoff e Bertelsmann, 2010). No primeiro caso a impaciência resulta do desejo de se manterem no governo e de adotarem por isso um comportamento que seja “mais popular” e portanto mais despesista; no segundo caso, a informação incompleta do orçamento leva a que os eleitores valorizem a despesa pública no imediato e subestimem os custos futuros relacionados com os programas despesistas adotados no presente, penalizando as gerações futuras. As gerações futuras são penalizadas, diretamente, porque a redução dos impostos no presente é compensada pelo seu aumento no futuro e, indiretamente, porque o aumento da dívida pública pode desacelerar a acumulação de capital e o crescimento potencial (Calmfors e Lewis, 2011). A competição eleitoral com base na heterogeneidade dos políticos e das suas preferências é outra das razões apontadas para a ocorrência de défices orçamentais. De acordo com Tabellini e Alesina (1990) e Alt e Lassen (2006), os défices são tanto maiores quanto maior o distanciamento entre os partidos ao nível das suas preferências 9 (têm categorias de despesas diferentes) e quanto maior for a probabilidade do governo ser substituído. Os custos incorridos no presente impõem a diminuição dos custos ou o aumento das receitas no futuro, pelo que quanto maior a probabilidade do governo ser substituído maior o incentivo ao despesismo não só para conseguir ser eleito mas também com vista a dificultar a ação dos sucessores com diferentes preferências (Eslava, 2011). Outra das razões para a ocorrência do enviesamento deficitário baseia-se na teoria da “common pool” e está relacionada coma fragmentação dos governos - que advém, em certa medida, da heterogeneidade entre os grupos de eleitores - uma vez que os representantes dos diferentes grupos tenderão a afetar a maior parcela possível do orçamento às despesas das suas preferências. Assim, quanto maiores forem as diferenças entre os grupos que participam na elaboração do orçamento, maior será o valor do défice, pois enquanto os benefícios dos projetos que vão de encontro a cada grupo são percecionados apenas por esse grupo, os custos são partilhados por todos, pressionando o orçamento (Velasco, 1997; Hagen, 2005). Para além das razões político-económicas que resultam de conflito de interesses entre, por um lado, o objetivo dos governos em serem reeleitos e o bem-estar social e, por outro, a distribuição entre grupos de eleitores e entre políticos de partidos diferentes, outra das explicações para o enviesamento deficitário está relacionada com o fenómeno do “alisamento” do consumo. Omitindo a possibilidade de monetização da dívida pública, a despesa pública pode ser financiada através da receita pública, nomeadamente os impostos, ou através da emissão de dívida pública. De acordo com o princípio da “Equivalência Ricardiana” sob determinadas condições, o que realmente tem impacto na economia (na procura agregada, na taxa de juro real, no investimento privado) é o montante de despesa pública realizado, sendo indiferente que o seu financiamento seja feito através de impostos ou através de emissão de dívida pública. A razão pela qual a emissão de dívida pública não tem impacto na economia resulta do facto dos consumidores, face à necessidade de amortização da dívida, preverem o aumento dos impostos no futuro, privilegiando a poupança através da compra de títulos de dívida pública; uma vez que o aumento da poupança privada é no mesmo montante do défice orçamental (redução da 10 poupança pública), a taxa de juro mantem-se inalterada, não afetando a riqueza do setor privado, não havendo redução do stock de capital nem deterioração das contas externas (Barro, 1974). Neste sentido, de forma a suavizarem a distorção das taxas de imposto ao longo do tempo – resultante da necessidade de amortização da dívida – e de forma a manterem relativamente constante o rendimento disponível das famílias, os governos incorrem frequentemente em défices, usando a dívida pública como forma de financiamento do seu consumo (Barro, 1979). Apresentadas as principais razões da ocorrência de um enviesamento deficitário na condução da política orçamental, importa agora conhecer as consequências que advêm de um cenário de dívida pública elevada. 2.2. Custos associados a dívidas públicas elevadas Concebida como uma política de gestão da procura, a política orçamental discricionária, atuando contra-ciclicamente, permite atenuar os efeitos conjunturais quando, perante choques na economia, a ação isolada dos estabilizadores automáticos (como as transferências e os impostos) não é suficiente. No que concerne à condução e implementação da política orçamental esta é da responsabilidade do governo. Neste sentido, se por um lado a liberdade dos governos na utilização da política orçamental traz vantagens no sentido da complementaridade aos estabilizadores automáticos, por outro, sendo exercida de forma inapropriada, pode resultar numa sucessão de défices orçamentais e consequentemente num acumular de dívida pública que tem efeitos perversos para a economia. No caso de uma união monetária, e em particular da Área do Euro, a condução da política orçamental requer especial atenção, porquanto, uma vez que a política monetária é da competência do Banco Central Europeu (BCE), a política orçamental constitui o único instrumento à disposição dos governos para promover a estabilização macroeconómica; além disso, a partilha de uma moeda única induz à propagação de efeitos entre as economias pertencentes à União Económica e Monetária (UEM). Neste sentido, embora a política orçamental seja da competência dos governos, é importante o controlo e a monitorização das finanças públicas, razão pela qual foi criado em 1997 o 11 Pacto de Estabilidade e Crescimento (PEC), tendo sido implementadas regras, como a determinação dos limites máximos dos rácios do saldo orçamental e da dívida pública sobre o PIB em 3% e 60%, respetivamente. Face ao exposto, torna-se portanto fundamental avaliar e perceber quais as consequências que advêm de um cenário de dívida pública elevada. Uma das relações mais frequentemente sugerida é o impacto negativo, embora não linear, da dívida pública no crescimento económico via acumulação de capital e produtividade, contemplando vários mecanismos de propagação (Barro, 1995; Elmendorf e Mankiw, 1998; Moss e Chiang, 2003; Cordella et al., 2005, Baldacci e Kumar, 2010; Kumar e Woo, 2010). De facto, um dos determinantes da capacidade produtiva de um país é o stock de capital físico que possui. Por conseguinte, a diminuição deste stock terá implicações no crescimento económico. Em Kumar e Woo (2010), e para uma amostra de 38 economias avançadas e em desenvolvimento, entre 1970 e 2007, é sugerida uma relação inversa entre o nível inicial de dívida pública e o crescimento económico subsequente, com particular ênfase na possibilidade de não linearidade desta relação. Esta conclusão advém do facto de apenas se ter observado um impacto negativo significativo no crescimento económico nos casos em que a dívida pública excedia 90% do PIB. Este impacto refletiu um abrandamento no crescimento da produtividade do fator trabalho, devido à diminuição do investimento e do ritmo de crescimento do stock de capital por trabalhador. Neste contexto, e estritamente ligado à redução do investimento, um dos custos mais frequentemente referenciado é o aumento das taxas de juro de longo prazo (Elmendorf e Mankiw, 1998; Baldacci e Kumar, 2010). De acordo com o modelo Keynesiano, no curto prazo, uma política orçamental expansionista, por exemplo, via aumento dos gastos públicos – conducente ao agravamento do saldo orçamental e da dívida pública – leva ao aumento da procura agregada, e consequentemente ao aumento do PIB. Porém, este impacto origina simultaneamente um aumento da taxa de juro (na sequência de um aumento da procura de moeda) afetando negativamente o investimento e o consumo do setor privado, assistindo-se ao chamado efeito crowding out interno: o aumento no 12 produto, diretamente gerado pelo aumento da despesa pública, é atenuado por um impacto negativo na despesa do setor privado originado pelo aumento da taxa de juro. Numa dinâmica de longo prazo, uma das explicações para o aumento das taxas de juro provém do modelo neoclássico, do qual resulta que os défices orçamentais (tudo o resto constante) levam a uma diminuição da poupança nacional e a um aumento da procura agregada, conduzindo a um excesso de oferta de dívida pública e consequentemente a um aumento das taxas de juro reais (Elmendorf e Mankiw, 1998). Acresce que, para este efeito sobre as taxas de juro de mercado também contribui o eventual aumento das taxas de juro da dívida pública, que servem de referência às taxas suportadas pelo setor privado, resultante do facto do consecutivo acumular de stock de dívida pública poder originar uma deterioração do rating do país, gerando pressões para o aumento do prémio risco a ele associado (Baldacci e Kumar, 2010). O aumento das taxas de juro aliado à afetação de verbas ao serviço da dívida pública cria um outro problema associado ao investimento, uma vez que o stock de capital físico da economia irá assumir valores inferiores aos que registaria caso não houvesse sucessivos desequilíbrios das contas públicas. Esta diminuição no stock de capital físico torna a economia mais mão-de-obra intensiva e condiciona a produtividade do fator trabalho que, nestes termos, será mais baixa, refletindo-se nos salários reais que também serão mais baixos (Elmendorf e Mankiw, 1998). Como consequência do aumento das taxas de juro, assiste-se a um acréscimo do diferencial das taxas de juro entre países, levando à entrada de capitais no país deficitário, em busca de melhor remuneração. Consequentemente, num país em regime de câmbios flexíveis há lugar à apreciação da moeda nacional e redução da competitividade externa; não havendo alteração da taxa de câmbio, o simples facto de haver um aumento dos gastos públicos, originaria um aumento da procura que não seria totalmente satisfeita internamente, aumentando as importações (agravando o saldo externo). Ou seja, a acumulação de dívida pública também poderá estar na base de uma deterioração das contas externas, podendo gerar uma situação conhecida por “défices gémeos”: défices simultâneos das contas públicas e das contas externas. Esta situação estará na origem de uma transferência de riqueza para o exterior (Loureiro, 2008). 13 Note-se que, no caso particular de um país com moeda própria, a transferência de riqueza para o exterior pode levar a que os estrangeiros queiram aplicar as divisas no país deficitário – onde estas têm circulação legal – comprando diversos ativos. Esta passagem de posse dos ativos do país deficitário para o estrangeiro, levam a que grande parte da remuneração desses ativos, como rendas e juros, sejam transferidos para o exterior, diminuindo o rendimento nacional (Loureiro, 2008). Outra das variáveis afetadas pela ocorrência de défices orçamentais sucessivos é a inflação (Sargent e Wallace, 1981; Barro, 1995), como resultado da pressão exercida pelo aumento da procura agregada no ritmo de crescimento dos preços. A inflação pode ainda resultar do facto do défice público ser financiado através de empréstimos obtidos junto do Banco Central, o que originaria logo de imediato um aumento da oferta de moeda e, a acontecer sistematicamente, inflação (Cochrane, 2010). Face à dinâmica do mercado financeiro e bancário, e à ligação existente entre o setor público e o setor bancário, a possibilidade de incumprimento, na sequência dos elevados níveis de dívida pública, pode levar ao colapso do sistema financeiro. De facto, níveis elevados de dívida pública exigem medidas severas para a sua regularização, razão pela qual os governos adiam a decisão de declararem publicamente o incumprimento, face à austeridade que este traria. A acontecer, esta situação teria impacto no mercado financeiro, pois levaria de imediato à queda da cotação dos títulos de dívida pública e à queda do mercado acionista; a falta de confiança levaria à transferência de fundos para o exterior (com impacto no mercado de câmbios, se fosse o caso) e à intervenção do Banco Central para evitar esta saída de fundos, aumentando assim as taxas de juro. Acresce ainda que, grande parte dos ativos dos bancos são títulos de dívida pública, pelo que estes perderiam valor; a quebra nos resultados do setor bancário contribuiria para o risco sistémico de falta de confiança no sistema financeiro e o acesso ao crédito seria dificultado para repor limites de solvência e de liquidez aceitáveis. Por último, no contexto de uma união monetária, a eminência da propagação destes efeitos às restantes economias poderia por em causa a sustentabilidade da própria união (Loureiro, 2008). A ocorrência sistemática de défices orçamentais permite às gerações atuais beneficiarem de despesa pública que apenas parcialmente financiam, enquanto as gerações futuras terão que pagar impostos superiores à despesa de que serão beneficiários de forma a 14 serem gerados excedentes orçamentais para regularizarem a dívida pública acumulada – cria-se, portanto, um problema de equidade intergeracional. Neste sentido, surge a distorção da taxa de imposto futura como consequência da necessidade do cumprimento da restrição orçamental intertemporal (Dotsey, 1994), desincentivando o investimento, uma vez que se formam expectativas relativas ao impacto negativo da distorção da taxa de imposto no lucro, penalizando desta forma a formação de capital (e consequentemente o crescimento económico). De notar, que na questão da equidade intergeracional deve ser tida em conta a natureza das despesas, isto é, se a despesa que contribui para o aumento da dívida pública for despesa corrente, deste ponto de vista, esta é de facto penalizadora para as gerações futuras; contudo, se estivermos perante despesas de investimento, a questão coloca-se de uma outra forma pois as gerações futuras também beneficiarão. Por fim, associado ao aumento da dívida pública está a questão da afetação de recursos que, por força do endividamento, são canalizados para o serviço da dívida em detrimento de serem aplicados em áreas comumente consideradas fundamentais como a saúde e a educação (Moss e Chiang, 2003). Para além das implicações sociais que a desajustada afetação de recursos acarreta, são de realçar as implicações no crescimento económico do país, para o qual também contribui o stock de capital humano (Figueiredo et al., 2005). 15 3. Dinâmica da dívida pública e testes de sustentabilidade: evidência empírica para a União Europeia 3.1 Decomposição da dinâmica da dívida pública A análise do comportamento da dívida pública (DP) exige a decomposição nas variáveis que contribuem para a sua dinâmica. Por definição, a equação da dinâmica da dívida pública, em termos nominais, pode ser representada por: ( ) (3.1) em que: é a dívida pública no momento t; é a taxa de juro nominal implícita, e consiste na taxa de juro paga, calculada como percentagem sobre a dívida pública no final do período t-1; é o saldo orçamental primário no momento t; é o ajustamento stock-fluxo. De forma a evidenciar o contributo do défice orçamental primário, da taxa de juro e da taxa de crescimento nominal do Produto Interno Bruto (PIB), esta equação pode ser reescrita como: ( ) (3.2) em que, é o valor do PIB no período t e é a taxa de crescimento nominal do PIB. Para concretizar, realizou-se uma análise para o período de 1970 a 2011 (e, nos anos mais recentes, para os subperíodos 1999-2006 e 2007-2011) para uma amostra de 17 países da União Europeia, nomeadamente: Alemanha, Áustria, Bélgica, Dinamarca, Espanha, Estónia, Finlândia, França, Grécia, Irlanda, Itália, Luxemburgo, Holanda, Polónia, Portugal, Reino Unido e Suécia. Foram recolhidos os dados anuais de cada uma das variáveis para os países da amostra. Seguidamente, para cada país, foi calculado o valor médio de cada variável, com exceção da variável “Variação do rácio 16 da DP no PIB” para a qual foi calculada a variação anual e só depois a variação média. De salientar que entre 1970 e 2011 existem algumas lacunas para as variáveis usadas na expressão (3.2), não existindo dados para todos os anos para a totalidade dos países. 2 Uma nota final para referir que a definição de dívida pública utilizada nesta análise da dinâmica da dívida pública engloba todas as obrigações financeiras do governo, seguindo a definição da OCDE apresentada em http://www.oecd.org/eco/sources-andmethods. Quadro 1: Dinâmica da dívida pública (valores médios, 1970-2011) Países Saldo orçamental primário, em percentagem do PIB Taxa de juro de longo prazo dos títulos DP Taxa de crescimento nominal do PIB Variação do rácio da DP no PIB Alemanha 0,32 4,79 3,29 2,47 Áustria 0,32 6,47 5,33 1,58 Bélgica 1,59 7,48 6,27 0,99 Dinamarca 4,28 7,94 5,09 0,46 Espanha -0,13 5,25 5,49 0,64 Estónia 0,35 7,72 9,01 -0,09 Finlândia 3,84 8,22 6,82 1,34 França -0,67 7,55 5,85 2,09 Grécia -0,45 6,95 5,81 4,25 Holanda 1,31 6,73 5,97 0,24 Irlanda -2,20 5,00 6,12 3,96 Itália 0,58 9,47 7,14 0,96 Luxemburgo 2,04 3,92 5,87 0,59 Polónia -1,92 7,07 7,80 1,49 Portugal -1,72 5,30 4,22 3,18 Reino Unido -0,39 8,74 6,79 0,69 Suécia 2,16 5,36 4,16 -1,30 Atentando no período 1970-2011 é possível constatar que, na maioria dos países, parece existir uma preocupação com a sustentabilidade das finanças públicas, uma vez que apresentam rácios do saldo orçamental primário no PIB (SOP/PIB) positivos. A Alemanha, a Áustria, a Bélgica, a Dinamarca, a Finlândia, a Holanda e a Itália mesmo apresentando rácios do SO/PIB positivos, viram o rácio da dívida pública no PIB (DP/PIB) aumentar ao devido ao efeito “snowball” (diferença entre a taxa de juro dos títulos de dívida pública e taxa de crescimento nominal do PIB). No caso da Suécia, o 2 Os Quadros A1 e A2, no Anexo A, apresentam as fontes utilizadas e os dados disponíveis. 17 efeito “snowball” foi de tal forma atenuado pela existência de um rácio SOP/PIB positivo, que registou uma diminuição do rácio da DP/PIB. Em contraponto, a Irlanda apresentou um diferencial positivo entre a taxa de crescimento do PIB e a taxa de juro dos títulos da dívida pública, porém a existência de défices orçamentais sucessivos resultou numa diminuição do rácio da DP/PIB. No caso da Espanha e da Polónia, é possível constatar que a variação no rácio da DP/PIB se deveu, fundamentalmente, aos sucessivos défices e que, a ligeira diferença (positiva) entre a taxa de crescimento nominal do PIB e a taxa de juro, não foi suficiente para anular o impacto do rácio do SOP/PIB na variação do rácio da DP/PIB. Por seu lado, a Grécia, a França e Portugal, registaram não só défices orçamentais, como também taxas de juro superiores às taxas de crescimento nominal do PIB, resultando num aumento do rácio da DP/PIB. Quadro 2: Dinâmica da dívida pública (valores médios, 1999-2011) Países Saldo orçamental primário, em percentagem do PIB Taxa de juro de longo prazo dos títulos DP Taxa de crescimento nominal do PIB Variação do rácio da DP no PIB Alemanha 0,68 3,95 2,92 1,91 Áustria 0,85 4,22 3,92 0,91 Bélgica 3,44 4,34 3,94 -1,60 Dinamarca 3,83 4,18 3,19 -0,82 Espanha -0,14 4,47 5,22 -0,01 Estónia 0,39 7,27 8,51 0,00 Finlândia 4,37 4,15 4,06 -0,31 França -0,88 4,14 3,18 2,28 Grécia -1,45 6,02 5,01 5,50 Holanda 1,14 4,11 3,88 -0,42 Irlanda -2,20 5,00 6,12 3,96 Itália 1,98 4,58 2,94 -0,93 Luxemburgo 2,04 3,92 5,87 0,59 Polónia -1,92 7,07 7,80 1,49 Portugal -2,05 5,00 3,55 4,19 Reino Unido -1,32 4,46 2,19 3,49 Suécia 3,11 4,13 4,18 -2,56 Focando agora o período de 1999-2011, destacam-se a Bélgica, Dinamarca, Finlândia, Itália, Holanda e Suécia que viram o rácio da sua DP/PIB diminuir, como resultado do esforço de consolidação, apresentando rácios do SOP/PIB positivos. Já a França, 24 Para o rácio da dívida pública no PIB, de acordo com o teste ADF e com o teste PP, para a maioria dos países existe evidência estatística suficiente para concluir pela não rejeição da hipótese nula, ou seja, para concluir que para estes países o rácio da dívida pública no PIB é não estacionário. O rácio da dívida pública no PIB é também não estacionário no caso da Áustria e da Estónia de acordo com o teste PP. No entanto, para um nível de significância de 5% no caso da Áustria e de 10% no caso da Estónia, existe evidência estatística suficiente para concluir pela rejeição da hipótese nula, ou seja, para concluir que o rácio da dívida pública no PIB é estacionário de acordo com o teste ADF. No que respeita ao rácio do saldo orçamental primário no PIB, de acordo com os testes ADF e PP, para a Bélgica, Espanha, Grécia, Irlanda, Itália e Polónia existe evidência estatística suficiente para concluir pela não rejeição da hipótese nula, ou seja, para concluir que o rácio do saldo orçamental primário no PIB é não estacionário. No caso da Alemanha, Áustria, Estónia, Holanda, Portugal, Reino Unido e Suécia os testes ADF e PP aplicado ao rácio do saldo orçamental primário no PIB, apresentam evidência estatística suficiente para concluir pela rejeição da hipótese nula, ou seja, para concluir que o rácio do saldo orçamental primário no PIB é estacionário. Para a Dinamarca, Finlândia, França e Luxemburgo, apenas o teste ADF permite concluir pela evidência estatística para a rejeição da hipótese nula, ou seja, para concluir que o rácio do saldo orçamental primário no PIB é estacionário. Os testes realizados tinham como principal objetivo aferir da sustentabilidade dos rácios da dívida pública e do saldo orçamental primário no PIB. Em termos gerais, os resultados são pró-sustentabilidade se o rácio da dívida pública no PIB e o rácio do saldo orçamental primário no PIB forem estacionários (testes ADF e PP) e se o rácio do saldo orçamental primário no PIB reagir positivamente ao rácio da dívida pública no PIB observado no período anterior (teste de Bohn). O Quadro 7 resume os resultados obtidos. 25 Quadro 7: Resumo dos testes Bohn, ADF e PP Países Bohn Dívida Pública Saldo Orçamental Primário ADF PP ADF PP Alemanha I I I S S Áustria S S I S S Bélgica S I I I I Dinamarca S I I S I Espanha I I I I I Estónia I S I S S Finlândia S I I S I França I I I S I Grécia I I I I I Holanda S I I S S Irlanda I I I I I Itália S I I I I Luxemburgo S I I S I Polónia I I I I I Portugal I I I S S Reino Unido I I I S S Suécia S I I S S Notas: 1) Considerou-se um nível de significância igual ou inferior a 10%. 2) Teste segundo o qual os resultados deram pró-sustentabilidade (S) e teste segundo qual os resultados deram insustentabilidade (I). De acordo com o Quadro 7 podemos constatar que os resultados divergem consoante o teste realizado, com a exceção de Espanha, Grécia, Irlanda e Polónia para os quais todos os testes realizados evidenciam insustentabilidade orçamental. 26 4. Indicadores de stress das finanças públicas – uma revisão de literatura No capítulo anterior recolhemos evidência de agravamento do rácio da dívida pública no PIB para a maioria dos países da União Europeia entre 1970 e 2011 e, particularmente, entre 2007 e 2011. Apresentámos também os resultados da aplicação de três testes para aferir da sustentabilidade das contas públicas. De facto, os resultados obtidos não são robustos, não permitindo aferir inequivocamente sobre a condição de sustentabilidade das contas públicas para a maioria dos países da amostra. Adicionalmente, estes resultados são facilmente criticados pela simplicidade dos testes, nomeadamente pela limitação associada ao número de variáveis consideradas - incluindo apenas a dívida pública e o saldo orçamental primário - e porque não permitem a identificação dos fatores determinantes, bem como da sua importância relativa, para a insustentabilidade orçamental. Neste contexto, nos últimos anos foram desenvolvidos indicadores de sustentabilidade orçamental que, para além da dívida pública e do saldo orçamental primário, consideram variáveis monetárias - e.g., a taxa de inflação e a taxa de juro -, tendências de longo prazo - e.g., os custos esperados com o envelhecimento da população -, bem como fatores políticos - e.g., o número de anos que faltam até ao próximo momento eleitoral. Estes indicadores compósitos são designados na literatura como indicadores de stress orçamental (fiscal stress). A noção de indicador de stress das finanças públicas está associada à capacidade de uma variável ou de um conjunto de variáveis sinalizar a existência de problemas de sustentabilidade e/ou solvabilidade orçamental. Neste sentido, os períodos de stress orçamental correspondem a períodos durante os quais o governo incorre num risco acrescido de incumprimento, e que resultam do acumular de desequilíbrios entre receitas e despesas, pondo em causa a resposta face às suas obrigações. A discussão em torno dos indicadores de stress das finanças públicas reúne metodologias e variáveis distintas, porém existem princípios e conceitos comuns e amplamente utilizados que importam clarificar. 27 Na literatura, os conceitos de sustentabilidade orçamental e solvabilidade orçamental surgem, por vezes, como se da mesma definição se tratasse. Embora ambos os conceitos estejam associados ao cumprimento da restrição orçamental intertemporal - o que, teoricamente é verificado se o valor atualizado dos saldos orçamentais primários futuros for igual ao valor presente da dívida pública - compreendem horizontes temporais diferentes. Assim, a sustentabilidade orçamental é perspetivada numa ótica de longo prazo e prende-se com a capacidade do governo financiar a sua dívida corrente e as despesas futuras, enquanto a solvabilidade orçamental está relacionada com capacidade do governo cumprir as suas obrigações no curto prazo (European Commission, 2009). Num levantamento, que se pretende abrangente embora particularmente focado nos indicadores recentemente desenvolvidos, recuamos a 2005, data a partir da qual é possível perceber a evolução das metodologias adotadas e das próprias variáveis utilizadas na definição dos indicadores de stress orçamental. A European Commission (2009) utiliza dois indicadores para análise da sustentabilidade das finanças públicas, o S1 e o S2. O S1 traduz o ajustamento necessário no atual saldo orçamental primário para que o rácio da dívida púbica no PIB seja de 60% em 2060; por seu lado, o S2 traduz o ajustamento necessário no atual saldo orçamental primário para que a restrição orçamental intertemporal, num horizonte temporal infinito, seja cumprida. A derivação destes indicadores tem como grandes inputs a dívida pública, o saldo orçamental primário e os custos esperados com o envelhecimento da população. Os indicadores S1 e S2 são constituídos por três componentes: i) a diferença entre o saldo orçamental primário que estabiliza a dívida e o valor inicial do saldo orçamental primário, ou seja, o ajustamento necessário, dado o nível inicial do saldo orçamental primário (IBP); ii) o ajustamento necessário para que o rácio da dívida pública no PIB seja de 60% em 2060 (DR) e iii) a intervenção necessária face às alterações da despesa pública no longo prazo como sejam, as despesas adicionais com o envelhecimento da população ou com a reforma dos sistemas de proteção social para reduzir custos no horizonte temporal considerado (LTC). Assim, temos: (4.1) (4.2) 28 O cálculo dos indicadores S1 e S2 é feito com base no pressuposto de que o rácio da despesa pública no PIB, com exceção das despesas relacionadas com o envelhecimento da população e com o serviço da dívida pública, se mantém constante no período considerado. No que se refere à componente DR, esta vai aumentar ou diminuir o valor do indicador S1 consoante o país em análise apresente níveis de dívida pública acima ou abaixo de 60% do PIB, ou seja, se o país tem um rácio de dívida pública no PIB superior (inferior) a 60%, esta componente tem valor positivo (negativo), pelo que vai aumentar (diminuir) o valor do indicador. No caso do indicador S2 o valor de DR é zero, uma vez que o objetivo é cumprir a restrição orçamental intertemporal num horizonte infinito. Os indicadores S1 e S2 traduzem a amplitude do ajustamento necessário para garantir a sustentabilidade orçamental, o que significa que se assumirem um valor negativo a restrição orçamental intertemporal está a ser cumprida, enquanto se o valor for positivo terá que ser feito um ajustamento que será tanto maior, quanto maior for o valor do indicador. Com o objetivo de avaliar a posição orçamental de um país, Polito e Wickens (2011) desenvolvem um índice, denominado Índice de Postura Orçamental (Fiscal Stance Index – FSI), que agrega dois conjuntos de variáveis, permitindo incorporar, por um lado, a componente da restrição orçamental intertemporal e, por outro, a componente relacionada com o ciclo económico. O FSI baseia-se na comparação entre o nível desejado do rácio da dívida pública sobre o PIB em determinado momento no futuro e a previsão do nível do rácio da dívida pública no PIB obtido através de um modelo de previsão VAR sujeito à restrição orçamental e que inclui as seguintes variáveis: o PIB, a taxa de inflação, a taxa de juro de longo prazo, a taxa de juro de curto prazo, o rácio da dívida pública no PIB, o rácio da despesa pública no PIB e o rácio das receitas públicas no PIB. Para cada variável foi calculada a correspondente média ponderada (pelo PIB nominal de cada país). Assim, o Índice de Postura Orçamental, no período t para o momento t+n, representa-se por: ( ) [( ) ( ) ( ) ∑( ) ] {( ) [ ( ) ( )]} 1 (4.3) 29 Em que: ( ) ( ) ( ) (4.4) é o rácio desejado da dívida pública sobre o PIB no momento t+n; é o rácio da dívida pública sobre o PIB; é o rácio das despesas sobre o PIB; é o rácio das receitas sobre o PIB. Através deste índice, é possível analisar a posição orçamental de cada país através da decomposição do próprio nas suas componentes. Se o FSI for igual à unidade significa que o país se encontra numa posição orçamental apropriada; se for superior a 1 significa que o governo tem margem para aumentar o rácio da dívida pública sobre o PIB; e se for inferior à unidade significa que o governo deve agir no sentido de diminuir o rácio da dívida pública sobre o PIB. Este índice foi desenvolvido com base numa amostra de 14 países da União Europeia (UE) e os Estados Unidos da América (EUA) durante o período de 1970 – 2011 (com exceção de Portugal, cujos dados estavam apenas disponíveis a partir de 1977), sendo a OCDE a fonte dos dados estatísticos. A informação resultante deste índice depende não só do nível de dívida desejada mas também do horizonte temporal considerado. Neste trabalho, os autores consideraram um horizonte temporal de um ano e usaram o valor corrente do rácio de dívida pública sobre o PIB como o nível desejado. Os resultados de Polito e Wickens (2011) mostram que todos os países sofreram variações da sua posição orçamental ao longo do período em análise, sendo que a maioria apresentou melhorias nos períodos pré-crises financeiras e deterioração após as mesmas. Observou-se que, no geral, as despesas variam mais do que as receitas, sendo as primeiras as que mais contribuem para a determinação da posição orçamental. Os países cuja posição orçamental mais se degradou com a recente crise foram: a Dinamarca, a Finlândia, a Grécia, a Irlanda, a Espanha, o Reino Unido e os EUA. Note-se que, o ajustamento necessário para que o rácio da dívida sobre o PIB voltasse aos níveis de 2007 diminui à medida que aumenta o prazo adotado. Assim, e considerando um prazo de cinco anos, a Alemanha, a Dinamarca, a Finlândia, a Grécia, a Irlanda e o Reino Unido teriam que diminuir o respetivo rácio em mais do que quatro pontos percentuais. 30 Para os decisores políticos é crucial dispor de informação que reflita uma imagem verdadeira e apropriada das finanças públicas, sendo igualmente importante ter um mecanismo capaz de sinalizar atempadamente a possibilidade de ocorrência de uma crise. Neste contexto, surge um outro tipo de abordagem através dos Early Warning Systems (EWS), que constituem modelos através dos quais é possível não só identificar as vulnerabilidades das economias, mas também sinalizar antecipadamente a eminência de uma crise. Na literatura, a metodologia dos EWS tem sido aplicada fundamentalmente a crises cambiais, bancárias e financeiras, tendo o interesse neste tipo de sistemas de alerta sido estimulado pela crise financeira do México (1994-95) e, muito particularmente, pela crise financeira de 1997-98 no este-sudeste asiático, pela surpresa que causaram. Com base em certos indicadores, como a taxa de câmbio, o saldo da balança corrente, as reservas cambiais detidas pelos bancos centrais, variáveis referentes aos balanços dos setores empresariais e financeiros, entre outras, este tipo de modelos pretende identificar atempadamente países vulneráveis a este tipo de crises. 5 As aplicações deste tipo de metodologia a crises de dívida soberana são bastante mais escassas e recentes, sendo possível encontrar cinco importantes referências na literatura: Ciarlone e Trebeschi (2005), Manasse e Roubini (2009), Baldacci et al. (2011a), Baldacci et al. (2011b) e Berti et al. (2012). Em Ciarlone e Trebeschi (2005) é desenhado um EWS para crises de dívida pública através de um modelo multinominal que permite distinguir entre três regimes: período tranquilo, período de crise e período de ajustamento. Neste estudo, é considerado que uma economia se encontra numa crise de finanças públicas caso se encontre em pelo menos uma de cinco condições: i) declarou publicamente o atraso nos pagamentos relacionados com a sua dívida pública ou externa; ii) falhou o pagamento de juros e/ou de capital relacionados com as suas obrigações externas para com os credores institucionais e comerciais, num montante que ultrapassa 5% da percentagem de serviço da dívida pago no final do ano; iii) acumulou dívidas ao nível dos juros e/ou do capital relacionados com as suas 5 Para uma análise mais pormenorizada sobre a aplicação da metodologia dos EWS a crises financeiras ver, por exemplo, Kaminsky et al. (1998), Berg et al. (2000), Perrelli et al. (2002), e, mais recentemente, Frankel e Saravelos (2010) e Babecky et al. (2011). 31 obrigações externas para com os credores institucionais e comerciais, que ultrapassam 5% do total da dívida externa exigível no final do ano; iv) assinou um acordo de reestruturação da dívida com um credor institucional e/ou comercial; v) recebeu um pacote de assistência do FMI que excede 100% da quota. Foram utilizadas 28 variáveis macroeconómicas relacionadas com a sustentabilidade da dívida pública, mais concretamente, variáveis que permitem medir o peso do endividamento externo, o montante de recursos destinados ao seu serviço, a capacidade de atração de reservas internacionais, as condições monetárias e financeiras externas e os fluxos líquidos de capital. Para cada uma destas 28 variáveis foi analisado o seu comportamento em torno do período de crise. Para isso, foi definido o período t como sendo o período de crise, ou seja, o período no qual o indicador assume pela primeira vez o valor 1, sinalizando a existência de “crise”; definindo-se ainda um intervalo que compreende este período t e que vai de t-3 a t+3. De seguida procedeu-se ao cálculo da média da variável no período tranquilo, bem como ao cálculo da média da variável observada nos períodos de crise e nos períodos antes e depois da crise, possibilitando assim a comparação e análise da evolução da variável. Baseado num modelo de escolha binária Logit, este trabalho é desenvolvido em torno de duas especificações diferentes: a) um modelo binominal, que permite distinguir entre a economia “entrar” (que corresponde ao 1º ano de crise) e “estar” (corresponde aos anos subsequentes até ao fim do episódio de crise) em crise de dívida pública; b) um modelo multinominal que permite distinguir entre “entrar em crise” e “período de ajustamento”. A primeira especificação do modelo compreendeu três fases: i) aplicação do modelo às 28 variáveis e exclusão de todas as que não se revelaram significativas para “entrar” ou “estar” em crise, bem como aquelas que, tendo significância estatística deram um sinal contra-intuitivo; ii) agrupamento, de acordo com a sua natureza, das variáveis selecionadas na fase i) e aplicação do modelo a cada um desses grupos, eliminando-se as variáveis que não se revelaram significativas e que não deram o sinal correto; iii) aplicação de um Logit às variáveis que passaram a fase i) e ii), tendo-se excluído uma vez mais as variáveis que se revelaram estatisticamente não significativas. Findo este processo, restaram apenas 6 variáveis: o rácio dos pagamentos dos juros da dívida 32 externa sobre as reservas internacionais, o grau de abertura ao comércio internacional, a taxa de crescimento das exportações, os rácios da dívida externa total e dívida de curto prazo em relação ao PIB e o rácio de reservas internacionais sobre o total da dívida externa. Na segunda especificação, o modelo foi estimado, inicialmente, usando as seis variáveis identificadas como tendo significância estatística no modelo binominal; de seguida, o modelo foi estimado, utilizando também variáveis que, ou aparecem na literatura como sendo relevantes ou se mostraram de interesse na análise feita inicialmente aquando do estudo do comportamento das variáveis. Esta última especificação tem uma vantagem relativamente à primeira pois permite ter mais do que dois regimes e desta forma permite distinguir explicitamente entre “entrar em crise” e período de “ajustamento”. Assim temos: período de “crise” quando um país não sinalizou crise nos últimos 2 anos mas irá enfrentar problemas no ano a seguir; período “tranquilo” quando uma economia nunca experienciou uma “crise” ou saiu de uma no período t-1; todos os restantes casos são fases de “ajustamento”. Ambas as especificações foram aplicadas a uma amostra de 28 economias emergentes com um significativo acesso ao mercado, entre 1980 e 2002, tendo-se verificado que as medidas do nível de dívida externa, de reservas internacionais, do serviço da dívida, bem como o grau de abertura de uma economia são relevantes para aferir da probabilidade de uma economia enfrentar problemas. Numa outra perspetiva, surge o estudo de Manasse e Roubini (2009), através do qual se pretende, por um lado, compreender quais as condições económicas e políticas associadas à ocorrência de uma crise de dívida soberana e, por outro lado, encontrar limiares para os indicadores de vulnerabilidade que permitam sinalizar o risco de um país enfrentar um cenário de crise da dívida pública. O método utilizado é o CART (Classification and Regression Tree) que, de forma muito resumida, consiste num algoritmo que identifica as características com uma relação mais estrita com os fenómenos de “crise” e “não crise”, assentando numa árvore de decisão, em que perante cada nó há lugar a uma resposta “sim” ou “não” quanto à observância de determinada variável. Foi considerado que um país estava em “crise de dívida” quando se encontrava nas condições compreendidas na definição usada pela 33 Standard & Poor’s (um governo que não cumpre as suas obrigações externas nas datas fixadas), ou se tinha recebido um empréstimo do Fundo Monetário Internacional que excedia 100% da respetiva quota. Salientou-se ainda a heterogeneidade do comportamento dos governos perante questões de insolvência, liquidez e diversos riscos macroeconómicos, e a consequente implicação desta na caracterização da crise. Os limiares dos indicadores relacionados com a ocorrência de crise foram determinados através de um método binário e regressivo e com base nas observações que permitiam, minimizando os erros, dividir entre “crise” e “não crise”. A partir de um conjunto inicial de cinquenta variáveis possíveis, os autores selecionaram apenas dez - que consideraram suficientes para o sucesso da classificação e da previsão –, as quais podiam constar mais que uma vez ao longo da árvore de decisão e que, portanto, podiam assumir valores diferentes em cada nó consoante a posição ocupada na árvore. As dez variáveis selecionadas foram: i) rácio da dívida externa sobre o PIB; ii) rácio da dívida externa de curto prazo sobre as reservas; iii) crescimento real do PIB; iv) rácio da dívida pública externa sobre as receitas orçamentais; v) taxa de inflação; vi) número de anos até à próxima eleição presidencial; vii) rácio da dívida de curto prazo sobre as reservas em moeda estrangeira; viii) necessidade de financiamento externo; ix) sobrevalorização da taxa de câmbio; e x) volatilidade da taxa de câmbio. De notar que este é um processo dinâmico e que o limiar encontrado para cada variável não deve ser avaliado isoladamente, pois a observância de “crise” ou “não crise” resulta do acumular dos valores encontrados para as diversas variáveis. Por exemplo, o modelo sinaliza um fenómeno de crise se o país apresentar um rácio da dívida externa sobre o PIB superior a 50% e uma taxa de inflação superior a 10,47% tendo-se verificado que tal era verdade para 66,8% dos casos da amostra. Esta metodologia permitiu derivar endogenamente os principais fatores relacionados com a vulnerabilidade da dívida soberana e os limiares associados ao risco de ocorrência de crises. Para tal, foram usadas observações de 47 economias emergentes durante o período de 1970 a 2002, permitindo a classificação das crises de dívida soberana em três tipos: (i) episódios de insolvência; (ii) episódios de fraca liquidez; e (iii) episódios relacionados com choques no PIB e nas taxas de câmbio. Os autores constataram que a natureza das crises de dívida soberana sofreu alterações nos anos 40 conseguindo diferenciar a contribuição marginal da cada variável. Outro problema prende-se com a fraca dotação para identificar relações gerais entre as variáveis da amostra e com o facto de não haver assunções quanto à distribuição de probabilidades, o que leva a que os intervalos de confiança não sejam associados aos limiares. Em Baldacci et al. (2011a, 2011b) e Berti et al. (2012), a utilização do método de signaling permite, por um lado, a simplicidade na agregação dos indicadores orçamentais num índice composto e, por outro, a possibilidade de acomodar as diferenças no tipo e horizonte temporal dos dados disponíveis para as varáveis utilizadas. Já em Polito e Wickens (2011) o método utilizado possibilita a decomposição do indicador nas suas componentes, identificando quais as variáveis orçamentais que requerem mais atenção e permitindo o aperfeiçoamento do indicador à medida que se obtém informação mais atualizada. Enquanto a principal limitação em Baldacci et al. (2011a, 2011b) e Berti et al. (2012) é a impossibilidade de se testar individualmente a significância estatística das variáveis estimadas, em Polito e Wickens (2011), para além da questão subjacente à definição de sustentabilidade orçamental, nomeadamente a forma como deverá ser avaliado e determinado o adequado rácio de dívida pública sobre o PIB, existe a questão da escolha das variáveis a incluir no modelo, mais concretamente a ausência da taxa de câmbio no caso de países com taxas de câmbio flexíveis e ainda a questão da utilização do VAR sem restrições que pode condicionar a qualidade das previsões do modelo. A adoção da metodologia VAR, enquanto modelo estatístico, justifica-se e tem vantagens relativamente aos modelos estruturais, porquanto é de salientar: i) a sua autonomia face às teorias económicas, normalmente subjacentes aos modelos estruturais, característica principalmente relevante porque permite às agências oficiais tomarem decisões imparciais e independentes dos pressupostos, por vezes contraditórios, das várias teorias existentes; ii) a possibilidade de todos os modelos macroeconómicos poderem ser representados por modelos VAR, embora sujeitos a restrições; iii) a facilidade de aplicação empírica bem como a sua transparência e independência; e, por último, iv) a atualização do VAR, a cada momento que prevemos, permite-nos um melhor ajustamento dos dados. Contudo, existem alguns problemas no que respeita à utilização do VAR, como: i) a não utilização de restrições que permitiriam, no caso de estarem corretas, melhorar a eficiência das previsões (em Polito 41 e Wickens (2011) privilegiou-se a consistência, optando-se por não arriscar o enviesamento das previsões caso as restrições estivessem erradas) e ii) a utilização de dados brutos, mais concretamente dados não ajustados pelo ciclo, sendo a componente cíclica incorporada no modelo e não pelo ajustamento dos dados. 42 5. Avaliação da probabilidade de crise orçamental para os países da União Europeia O trabalho desenvolvido nos capítulos anteriores permitiu, por um lado, fazer o levantamento dos determinantes e custos de uma dívida pública elevada e, por outro, perceber que uma análise simplificada da sustentabilidade da dívida pública não conduz a resultados inequívocos sobre a mesma. Neste sentido, com base nos outputs dos capítulos anteriores, e depois de feita a revisão de literatura sobre os indicadores de stress existentes, foi possível construir um modelo que visa fundamentalmente identificar os principais determinantes de uma crise de dívida pública e aferir o seu impacto na probabilidade de ocorrência de uma crise de dívida soberana. Tendo presente que os trabalhos existentes sobre modelos de deteção de crises orçamentais em economias avançadas, como vimos na secção anterior, se baseiam, essencialmente, na metodologia de “signaling approach”, optámos por utilizar na nossa análise os modelos de escolha binária, Logit e Probit, que têm sido extensivamente aplicados na literatura de modelos de deteção de crises financeiras. 6 Para esta opção também contribuiu o facto desta metodologia apresentar algumas vantagens relativamente à “signaling approach”, pois para além de considerar as correlações entre as variáveis, permite avaliar a significância estatística das mesmas e os seus efeitos marginais. Neste capítulo, aplicaremos um modelo Logit a um painel de 17 países da União Europeia, para o período entre 1999 e 2011. 7 Em termos gerais, a utilização de um modelo Logit permite avaliar o impacto de um conjunto de variáveis explicativas na probabilidade de ocorrência de um evento, que na nossa análise será a probabilidade de ocorrência de uma crise da dívida soberana. 6 Ver, por exemplo, Berg e Pattillo (1999) e Cihák e Schaeck (2010). 7 O mesmo definido para a aplicação do capítulo 3: Alemanha, Áustria, Bélgica, Dinamarca, Espanha, Estónia, Finlândia, França, Grécia, Holanda, Irlanda, Itália, Luxemburgo, Polónia, Portugal, Reino Unido e Suécia. 43 5.1. Um modelo Logit para análise de crises orçamentais O modelo desenvolvido no presente trabalho baseia-se na metodologia Logit, inserida no âmbito dos modelos de escolha binária, em que a variável dependente, Y, é uma variável qualitativa e assume o valor de 1 ou 0, consoante se observa uma crise ou não, e as variáveis independentes, X, são variáveis quantitativas e qualitativas. Partindo do modelo de probabilidade linear (MPL), temos: (5.1) Em que: é a variável explicada e assume o valor de 1 se ocorre “crise de dívida pública” num dado período para o país i e 0, caso contrário; é uma variável explicativa, por exemplo, o saldo orçamental primário observado num dado período para o país i; é um termo de perturbação aleatória. Admitindo que ( ) (para obter estimadores não enviesados), temos: ( ) (5.2) Assumindo que é a probabilidade de e ( ) é a probabilidade de , temos, de acordo com a noção de valor esperado: ( ) ( ) ( ) (5.3) Logo, ( ) (5.4) O que implica que ( ) . Esta especificação tem algumas limitações na estimação pelo método dos Mínimos Quadrados Ordinários (MQO), mais concretamente: i) a não-normalidade dos termos de perturbação, uma vez que assim como , também apenas pode assumir 2 valores, seguindo portanto uma distribuição binomial; ii) a presença de heteroscedasticidade dos termos de perturbação, a qual torna os estimadores MQO não eficientes; iii) a não satisfação de que o valor esperado de Y seja positivo e inferior ou igual a 1; e iv) a impossibilidade de usar como medida do grau de ajuste. Acresce ainda que o MPL 44 pressupõe que aumenta linearmente com X, não se mantendo no intervalo [ ] (Gujarati, 1995). Para suprir esta última limitação, consideremos a função distribuição acumulada de uma variável aleatória, , uma função contínua e estritamente crescente, que assume valores reais entre zero e um. É a escolha de que determina o tipo de modelo binário (Logit, Probit…). No nosso caso, adotamos o modelo Logit, considerando portanto a função distribuição logística (acumulada), segundo a qual a probabilidade de ocorrência de crise é dada por: ( ) ( ) (5.5) E a probabilidade de não ocorrer crise (1- ) é dada por: ( ) ( ) (5.6) Logo, ( ) ( ) ( ) (5.7) e (5.8) Para a estimação do modelo, usamos o programa econométrico EViews, e a representação do modelo acima usando a seguinte notação matricial (EViews 7 User’s Guide II, Chapter 26): ( ) ( ) (5.9) e ( ) ( ) (5.10) em que ( ) ( ) e representa o vetor de variáveis explicativas, incluindo a constante. A estimação dos coeficientes, tendo em conta as limitações apresentadas anteriormente, é feita através do método da máxima verosimilhança, cuja função é: 45 ( ) ∑ ( ( )) ( ) ( ( )) (5.11) Em virtude da não linearidade das condições de primeira ordem da probabilidade, o EViews, utiliza, por defeito, a matriz das segundas derivadas para a interação e cálculo da matriz de covariâncias dos estimadores (Quadratic hill climbing). O método de Huber/White (QML) foi o escolhido para a computação das covariâncias robustas. A interpretação dos coeficientes não é imediata, pois os coeficientes não devem ser entendidos como o efeito marginal na variável dependente. Já o sentido do impacto na variável dependente, resultado de uma alteração na variável independente, , pode ser aferido diretamente pelo sinal do coeficiente, . Um coeficiente positivo indica que um aumento na variável independente aumentará a probabilidade de resposta da variável dependente. Neste modelo, o efeito marginal de é dado por: ( ) ( ) (5.12) Em que ( ) ( ) é a função densidade de F. Escolhido o método de estimação, importa selecionar e definir a variável explicada e as variáveis explicativas a considerar. A variável dependente, Y, como referido anteriormente, representa a ocorrência de crise de dívida pública, assumindo o valor 1, se “ocorre uma crise de dívida pública” e o valor 0 se “não ocorre uma crise de dívida pública”. A definição de crise utilizada neste modelo tem por base o levantamento realizado no capítulo anterior, e está associada à observância de pelo menos uma das seguintes situações, como definido em Baldacci et al. (2011a, 2011b): i) incumprimento ou restruturação da dívida pública (definição utilizada pela Standard & Poor’s); ii) montante de financiamento pelo FMI superior a 100% da respetiva quota; iii) taxa de inflação muito elevada (superior a 35% por ano); 46 iv) elevadas taxas de juro da dívida soberana (spreads superiores a 1000 pontos base ou superiores a dois desvios padrão relativamente à média do país). Com base nestes critérios, foram identificados 9 episódios de crise orçamental durante o período de 1999 a 2011, apresentados no Quadro 8. Dos 17 países da amostra apenas 4 observaram períodos de crise (Grécia, Irlanda, Polónia e Portugal), maioritariamente identificados pelos critérios ii) e iv) acima referidos. Quadro 8: Episódios de crise País (data) Incumprimento (definição utilizada pela Standard & Poor’s) Financiamento superior a 100% quota FMI Inflação superior a 35% Taxas de juro da dívida soberana Grécia (2010) 1 Grécia (2011) 1 Irlanda (2010) 1 Irlanda (2011) 1 Polónia (2000) 1 Polónia (2009) 1 Polónia (2010) 1 Polónia (2011) 1 Portugal (2011) 1 1 Quanto às variáveis explicativas, de forma a conjugar os contributos dos vários trabalhos existentes, foi selecionado um conjunto de variáveis que, tendo presente as limitações relativas à disponibilidade e qualidade da informação e ao número máximo de variáveis a incluir no modelo, permitisse abranger as várias dimensões (orçamental, política e estrutural). Intuitivamente, para a análise da probabilidade de ocorrência de uma crise de dívida pública, afigura-se-nos como imperativo a inclusão de variáveis que – de forma mais compacta ou mais desagregada - integram a equação da dinâmica da dívida pública (3.2) e estão associadas às definições de solvabilidade e sustentabilidade orçamental que, como referido anteriormente, estão estritamente ligadas à restrição orçamental intertemporal (dimensão orçamental). De facto, estas variáveis, na sua totalidade ou em parte, surgem nos indicadores apresentados anteriormente, dos quais se destacam o S1 e S2 usado pela European Commission (2009) e o índice desenvolvido em Baldacci et al. (2011a, 2011b), pela forte incidência destas variáveis na sua composição. 47 Neste sentido, foram incluídas como variáveis independentes: a dívida pública, o saldo orçamental primário, a taxa de juro de longo prazo dos títulos de dívida pública e a taxa de crescimento nominal do Produto Interno Bruto (PIB). Esta inclusão foi feita com alguns ajustes, nomeadamente, a utilização do saldo orçamental primário ajustado pelo ciclo (expresso em percentagem do PIB) de forma a excluir a componente cíclica e a utilização de uma variável que representa o chamado efeito “snowball”, dado pela diferença entre a taxa de juro nominal de longo prazo dos títulos de dívida pública e da taxa de crescimento nominal do PIB. A dívida pública (expressa em percentagem do PIB) integra o modelo decompondo-se em dívida pública de curto e de longo prazo (expressas em percentagem do PIB e desfasadas de um período). Associada à noção de solvabilidade e de sustentabilidade está a capacidade do país cumprir as suas obrigações no curto e longo prazo, respetivamente. É portanto importante analisar a composição da dívida pública (daí a decomposição referida anteriormente), isto é, se é maioritariamente de curto ou longo prazo, aferindo assim da exposição/risco do país (Ciarlone e Trebeschi, 2005; Baldacci et al., 2011a, 2011b). A sustentabilidade das finanças públicas depende não só de despesas atuais mas também das tendências demográficas e sócio-económicas de longo prazo que pressionam o orçamento, isto é, de variáveis de dimensão estrutural (European Commission, 2009). Para esta pressão muito contribuem, principalmente no caso de economias avançadas, os gastos com o envelhecimento (Baldacci et al., 2011a, 2011b). As projeções das despesas com pensões refletem os potenciais custos resultantes das alterações demográficas relacionadas com o envelhecimento da população. Neste sentido, foi introduzida no modelo, uma variável que representa a variação esperada nas pensões (expressa em percentagem do PIB), calculada com base na diferença entre a projeção a 30 anos e o valor histórico do ano, no período considerado (1999-2011). Uma das causas frequentemente apontadas para a existência de dívida pública elevada relaciona-se com a ocorrência de ciclos político-económicos, sugerindo que existem ciclos que resultam do comportamento dos governos (Eslava, 2011). Para captar a dimensão política, considerou-se uma variável que representa a proximidade das eleições legislativas (Manasse e Roubini, 2009), mais concretamente o número de anos 48 que faltam até às próximas eleições legislativas (assumindo o valor zero, no ano das eleições). Tendo presente que dos 17 países da União Europeia que constituem a amostra, apenas 13 pertencem à Área do Euro, que o país que evidenciou maior número de episódios de crise, a Polónia, tem moeda própria e que grande parte da sua dívida pública está em moeda estrangeira, pareceu-nos pertinente a inclusão de uma variável que traduzisse a possível relação entre o peso da dívida pública denominada em moeda externa e a probabilidade de ocorrência de crise (Ciarlone e Trebeschi, 2005). A depreciação/apreciação da moeda nacional implica um aumento/diminuição do valor da dívida quando avaliada em moeda doméstica, um fenómeno geralmente designado na literatura por “pecado original”. Neste sentido, optou-se pela inclusão de uma variável dummy, que assume o valor 1 para todas as observações da Polónia e o valor 0, para as restantes. O Anexo C apresenta um resumo com a descrição de todas as variáveis, bem como todas as fontes dos dados utilizados na estimação do nosso modelo. 5.2. Análise de resultados Após diversas interações, foi possível chegarmos a uma versão estabilizada do modelo (os outputs gerados pela aplicação econométrica EViews constam do Anexo D). Apresentam-se no Quadro 9 os resultados de quatro especificações, identificando os valores estimados dos coeficientes, os desvios padrão (entre parêntesis), o nível de significância evidenciado pela presença de (*), as medidas de qualidade do ajustamento e do poder preditivo das especificações utilizadas. 49 Quadro 9: Especificações Logit para a probabilidade de crise de dívida pública Variável I II III IV Constante (c) -5,2021* (1,0662) -20,9206* (7,0108) -27,8255* (8,1741) -49,6279** (24,5219) Efeito “snowball” (snowball) 0,0880 (0,0732) 0,2076*** (0,1174) 0,2232*** (0,1207) 0,5993** (0,2975) Saldo orçamental primário ajustado pelo ciclo, em percentagem do PIB (sopaj) -0,2239* (0,0728) -0,3981** (0,1686) -0,4667** (0,2196) -0,5804*** (0,3360) Dívida pública, em percentagem do PIB, desfasada de um período (debt) 0,0217** (0,0108) Dívida pública de curto prazo, em percentagem do PIB, desfasada de um período (short) 0,3740** (0,1809) 0,6220* (0,2381) 1,1933*** (0,6593) Dívida pública de longo prazo, em percentagem do PIB, desfasada de um período (long) 0,1247* (0,0426) 0,1489* (0,0428) 0,2810** (0,1353) Dummy (pol) 12,5112* (4,0716) 17,6883* (5,2656) 33,0139** (16,2454) Alteração nas pensões, em percentagem do PIB (pension) 0,3149* (0,1372) 0,5228** (0,2229) Proximidade das eleições (electoral) -1,5553** (0,7850) Akaike info criterion 0,2777 0,1727 0,1807 0,1678 McFadden R-squared 0,2936 0,6561 0,6922 0,7548 Erros Tipo I (%) 0,4700 0,9500 1,0300 1,0300 Erros Tipo II (%) 77,7800 44,4400 33,3300 22,2200 Notas: 1) valores estatisticamente significativos a 1% (*), 5% (**) e 10% (***). 2) as designações das variáveis entre parêntesis correspondem às utilizadas nos outputs apresentados no Anexo D. Face ao exposto o modelo selecionado (especificação IV) pode ser traduzido por: (5.13) Uma primeira leitura do Quadro 9, permite-nos concluir que: 56 6. Conclusões Nunca nos últimos anos, o tema da sustentabilidade das finanças públicas foi tão debatido como tem sido desde 2009, altura em que, inevitavelmente, os efeitos da crise financeira de 2008 se alastraram à dívida pública, transformando-se numa crise de dívida soberana para alguns países da União Europeia, nomeadamente, para Portugal. Perante este cenário, e tendo presente que o único instrumento que as autoridades de política económica de cada país que integram a zona euro têm ao seu dispor para a estabilização macroeconómica é a política orçamental discricionária, a saúde das contas públicas assume um carácter prioritário. Assim, urge pensar quais os determinantes do enviesamento deficitário do saldo orçamental e quais os custos que estão associados a uma dívida pública elevada e encontrar mecanismos que permitam sinalizar atempadamente um comportamento conducente à insustentabilidade. Neste sentido, e após um levantamento dos determinantes e custos acima referidos, procedemos à análise da dinâmica da dívida pública para 17 países da União Europeia, no período 1970-2011, e realizamos 3 testes de sustentabilidade (teste de Bohn, e testes de estacionaridade ADF e PP), cujos resultados não foram inequívocos para concluir quanto à insustentabilidade da dívida pública para a maioria dos países. A evidência de insustentabilidade orçamental inequívoca, com base em todos os testes realizados, foi encontrada apenas para a Espanha, Grécia, Irlanda e Polónia. De facto, na literatura existem já indicadores complexos que permitem relacionar determinadas variáveis com situações de insustentabilidade conducentes à ocorrência de crises de dívida pública; no entanto, estes apresentam algumas falhas, nomeadamente no número e tipologia de variáveis utilizadas ou na própria metodologia adotada. No âmbito da abordagem dos Early Warning Systems (EWS) aplicados a crises de dívida pública, a maioria dos indicadores existentes utilizam a “signaling approach". Posto isto, existe, claramente, uma oportunidade para o desenvolvimento de indicadores que permitam alertar para a possibilidade de ocorrência de crises de dívida pública. Neste contexto, no presente trabalho foi desenvolvido um modelo Logit para identificação/sinalização de crises de dívida pública, assente na metodologia EWS, 57 utilizando dados de 17 países da União Europeia no período 1999-2011. O modelo assenta em Baldacci et al. (2011a, 2011b), nomeadamente na definição de crise utilizada e nas variáveis explicativas utilizadas, mas i) aplica um Logit que permite a identificação dos efeitos marginais individuais de cada indicador sobre a probabilidade de crise, ii) inclui determinantes políticos e iii) estima os efeitos médios para países pertencentes à UE. Dos resultados obtidos, podemos concluir que para uma análise da sustentabilidade da dívida pública e, consequentemente, para a “previsão” da ocorrência de episódios de crise, torna-se fundamental considerar um conjunto de variáveis que vão para além das variáveis orçamentais básicas. A inclusão de variáveis que traduzem quer tendências de longo prazo quer o comportamento dos governos, revelou-se uma mais-valia para a aferição da probabilidade de crise, avaliada pelo incremento na qualidade do ajustamento e na capacidade preditiva do modelo, bem como pela significância estatística individual das variáveis. Como se esperava, o efeito “snowball”, a dívida pública (de maturidade de curto e longo prazo) e as projeções das despesas com pensões contribuem positivamente para a probabilidade de ocorrência de crise de dívida pública; por seu lado, o saldo orçamental primário ajustado pelo ciclo e a distância até às próximas eleições diminuem a probabilidade de crise. Em termos quantitativos, foi possível verificar que uma alteração de 1 ponto percentual nos rácios da dívida de curto prazo e do défice orçamental primário (ajustado do ciclo) sobre o PIB tem um maior impacto na probabilidade de ocorrência de crise de dívida pública, agravando a probabilidade de crise em 1,72% e 0,83%, respetivamente, quando comparado com os efeitos de uma mesma alteração ao nível das pensões (0,75%) ou na dívida pública de longo prazo (0,4%). Através da análise gráfica da probabilidade de ocorrência de crise face ao comportamento das variáveis, admitindo tudo o resto constante, constatou-se que para que a probabilidade de crise seja de 100% é necessário que as variáveis assumam valores verdadeiramente excessivos. Contudo, é de realçar que estes cálculos foram feitos com o pressuposto de, perante a alteração de uma variável todas as outras manterem o seu valor médio, o que na realidade não acontece. 58 Assim, num cenário em que todas as outras variáveis mantêm o seu valor médio, a probabilidade de crise é de cerca de 50% quando, por exemplo, i) o rácio do défice orçamental primário ajustado pelo ciclo sobre o PIB é de 45,5% e ii) o rácio da dívida pública de curto prazo sobre o PIB é de 30%. O presente trabalho enfrenta algumas limitações, nomeadamente o facto do período sobre o qual incide a análise ser muito curto. Este facto deve-se fundamentalmente à ausência de dados para a totalidade das variáveis utilizadas antes de 1999 e influencia o número de episódios de crise considerados, de acordo com a definição de crise adotada. Acresce que esta limitação condiciona o número de variáveis possíveis de inclusão, número este que depende do número de vezes que a variável dependente assume o valor de 1, isto é, depende do número de episódios de crise observados. Neste sentido, a conseguir-se alargar o período de análise, poder-se-ia captar mais episódios de crise e consequentemente tornar o modelo mais completo com a inclusão de outras variáveis (teria maior número de graus de liberdade, portanto). 59 Referências bibliográficas Alesina, Alberto (1987), “Macroeconomic Policy in a Two-Party System as a Repeated Game”, The Quarterly Journal of Economics, Vol. 102, pp. 651-678. Alesina, A., S. Ardagna e J. Gali (1998), “Tales of Fiscal Adjustment”, Economic Policy, Vol. 13, No. 27, pp. 487-545. Alt, J. 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Taxa de crescimento real do PIB Dados retirados a 02 de outubro de 2012 do site da OCDE: http://stats.oecd.org/index.aspx?queryid=26665 6. Variação do rácio da dívida pública no PIB (em percentagem) Dados retirados a 03 de outubro de 2012 do site da OCDE: http://stats.oecd.org/index.aspx?queryid=26665 e cálculos do autor Quadro A 2: Disponibilidade dos dados relativos à totalidade das variáveis usadas na análise da dívida pública Países Dados disponíveis a partir de Alemanha 1991 Áustria 1976 Bélgica 1971 Dinamarca 1980 Espanha 1995 Estónia 1998 Finlândia 1975 França 1978 Grécia 1995 Holanda 1970 Irlanda 1998 Itália 1980 Luxemburgo 1998 Polónia 1999 Portugal 1995 Reino Unido 1971 Suécia 1993 64 Anexo B: Testes de sustentabilidade – dados e fontes Apresentam-se de seguida os Quadros B1 e B2 com as variáveis utilizadas nos testes de sustentabilidade e respetivas fontes dos dados: B 1: Fontes dos dados usados no teste de Bohn Variáveis Fonte Saldo orçamental primário, em percentagem do PIB Dados retirados a 02 de novembro de 2012 do site da Comissão Europeia/AMECO: http://ec.europa.eu/economy_finance/ameco/user/serie/SelectSerie.cfm Dívida pública, em percentagem do PIB (desfasada de um período) Dados retirados a 03 de outubro de 2012 do site da OCDE: http://stats.oecd.org/index.aspx?queryid=26665 B 2: Fontes dos dados usados no teste ADF e PP Variáveis Fonte Saldo orçamental primário, em percentagem do PIB Dados retirados a 02 de novembro de 2012 do site da Comissão Europeia/AMECO: http://ec.europa.eu/economy_finance/ameco/user/serie/SelectSerie.cfm Dívida pública, em percentagem do PIB Dados retirados a 03 de outubro de 2012 do site da OCDE: http://stats.oecd.org/index.aspx?queryid=26665 65 Anexo C: Modelo Logit aplicado à União Europeia – descrição de variáveis e fontes As variáveis explicativas foram selecionadas com base no levantamento feito no capítulo 4 e com o objetivo de abrangerem as várias naturezas focadas nos trabalhos até à data desenvolvidos. Neste sentido, na estimação realizada consideramos como variáveis independentes: - o efeito “snowball”, que resulta da diferença entre a taxa de juro nominal dos títulos de dívida pública e da taxa de crescimento nominal do PIB. Para tal, subtraímos à taxa de juro nominal dos títulos de dívida pública a taxa de crescimento real do PIB e a inflação; - o saldo orçamental primário ajustado pelo ciclo, em percentagem do PIB, de forma a excluir a componente cíclica; - a dívida pública de curto prazo (com maturidade de 1 ano ou menos) em percentagem do PIB, desfasada de um período; - a dívida pública de longo prazo (com maturidade superior a 1 ano) em percentagem do PIB, desfasada de um período. Para isso subtraiu-se à dívida pública, em percentagem do PIB, desfasada de um período, a dívida pública de curto prazo, em percentagem do PIB, desfasada de um período. As estatísticas relativas à dívida pública seguem o critério de Maastricht, não incluindo por isso os adiantamentos e créditos comerciais, valorando os seus títulos em termos nominais; - uma variável dummy, que assume o valor um para a Polónia e zero para os restantes países; - a alteração na projeção das pensões a 30 anos, em percentagem do PIB, calculada com base na diferença entre a projeção da despesa com pensões (em percentagem do PIB) a 30 anos e o valor histórico desse ano; - a proximidade das eleições, definida como o “número de anos até às próximas eleições legislativas”, assumindo o valor zero no ano da eleição. No Quadro C1 apresentam-se as variáveis utilizadas e as fontes dos dados: