Natural regression splines

A ideia que norteou esta dissertação vinculou-se a cinco critérios que, uma vez estimados e calculados, puderam responder a pergunta feita no início desta pesquisa: se o brasileiro possuía hábito no consumo e, no caso de sim, quais seriam suas implicações, dada a expansão do crédito no Brasil, destacando a relação: consumo, crédito e renda. Aliado a isso, é necessário destacar que na revisão bibliográfica que consta desta dissertação, os parâmetros estimados pelos autores internacionais avaliaram a impaciência e a aversão ao risco dos agentes em relação ao mercado financeiro – investimento, títulos e retorno de ativos, o que é diferente, pois neste trabalho, o agente representativo utiliza crédito para maximizar a utilidade de seu consumo.

Assim, a partir da estimação realizada para a equação (16) que é uma (CRRA) concluiu-se que o brasileiro é impaciente = 0,97 . Ou seja, que esse agente representativo prefere o consumo imediato. Em relação à aversão ao risco, os resultados encontrados demonstraram que esse agente exibiu baixa aversão ao risco ( = 0,05), porém, ele é avesso ao risco.

Já, os resultados obtidos para as mesmas séries estudadas com a segunda função de utilidade (Hábito Externo) revelaram resultados que ratificaram a impaciência do agente representativo ( = 0,97) e, quanto à aversão ao risco, demonstraram maior aversão por parte desse agente ( = 0,40).

Como mencionado no capitulo 3, a função de Hábito Externo possui um parâmetro ( ) que indica existir um efeito positivo no consumo anterior, que influencia o consumo corrente. E para que isso não ocorra, deve ser igual a zero ( = 0). Como os resultados desse parâmetro apresentaram valores diferentes de zero ( = 0, 33), logo, confirmou-se tal efeito para os dados analisados, indicando que existe o hábito no consumo.

Outra constatação percebida foi a de que parte dos agentes representativos fracassa na hora pagar sua quantia devida – fruto do crédito que foi tomado, e assim, são apenados por faltarem com seus compromissos financeiros. Com isso, concluiu-se que o agente representivo sofreu penalidade, sempre que preferiu não honrar seus compromissos e, ainda, que a razão de crescimento da taxa de penalidade se manteve estável ao longo do perído analisado, não apresentando distorções. Isso implica dizer que na média o indivíduo é penalizado em uma

unidade de consumo por cada unidade que deixou de pagar. Se essa penalidade fosse maior, o agente teria mais incentivos para honrar seus compromissos financeiros assumidos. Logo, a preferência por sofrer uma penalidade contribuiu para que esse mesmo agente fosse incentivado a rolar sua dívida para o próximo período, postergando, para o amanhã, o pagamento devido a terceiros, associando essa prorrogação ao estimulo de maximização de sua utilidade corrente (em t). Com isso, percebeu-se que o agente representativo rolou sua dívida, agora, renegociada e que tal prática estava livre de autocorrelação com o período anterior, indicando que rolar dívida contratada em (t-1) para (t) não significa que o agente representativo rolará sua dívida de (t+1) para (t+2). Assim, concluiu-se que parte dos agentes representivos rolou sua dívida contratada no presente para o futuro, garantindo a maximização da utilidade de seu consumo corrente, e que a razão de crescimento da taxa de rolagem da dívida se manteve estável ao longo do perído analisado, não apresentando distorções em relação à média.

Do ponto de vista econômico, o acesso ao crédito constitui-se em uma ferramenta fundamental para que indivíduos satisfaçam suas necessidades de consumo e investimentos, não mais dependendo apenas do seu poder de compra, via dotação salarial. Tal acesso mantem a economia aquecida, que por sua vez coloca à disposição dos diversos agentes econômicos, maior volume de mercadorias e serviços, gerando emprego e renda para o país. Segundo os dados do Banco Central do Brasil – BACEN, de abril de 2014, a partir de 2000, encerrou-se o histórico e longo passado de crédito caro e escasso no Brasil. Desde então, a participação do crédito no Produto Interno Bruto – PIB, cresceu, mesmo durante os períodos de crise internacional, e hoje, em 2014, representa 55,9% do total do PIB brasileiro. Sendo que até 2007, as operações de crédito para as famílias foram as responsáveis por grande parte de toda a expansão do mercado e, em 2008, tal expansão ocorreu através das empresas, sustentada pelo forte ciclo de investimentos e pela sustentação das operações de crédito dos bancos.

Diante do exposto, chegou-se à conclusão de que, para o período analisado, o brasileiro possui hábito no consumo e que as implicações oriundas da expansão do crédito, associadas a esse hábito, colaboraram com o crescimento econômico do país: maior oferta de bens e serviços e geração de emprego. Além disso, o mecanismo disponível para aqueles que não cumprem em cem porcento seus compromissos financeiros - Penalidade e Rolagem da dívida, garantiu a manutenção

da utilidade corrente desses agentes e promoveu, através de baixas taxas de juros, a oportunidade de regularizar o que é devido por eles aos seus credores.

A sugestão para estudos futuros é a atualização deste trabalho com a inclusão de dados que relacionem também os créditos para aquisição de imóveis, aqui não considerado; A segunda sugestão refere-se à atualização deste trabalho, substituindo a taxa de juros utilizada (3953) retirada do Bacen, pela nova série, código nº 20740, com dados a partir de março de 2011, que considera novas modalidades de crédito livre, como desconto de cheques, leasing de veículos etc; Outra sugestão, refere-se à estimação dos mesmos critérios (coeficientes de impaciência do consumidor, , e de aversão relativa ao risco, , e o conseqüente cálculo da taxa de penalidade) utilizando, além das funções tratadas aqui, a função de utilidade, do tipo Kreps-Porteus, derivando desses cálculos e estimações a realização de previsão de consumo dos agentes representativos; E por fim, estimações que considerem os créditos tomados por pessoas jurídicas, os quais tomam crédito para a realização de investimentos – cujo efeito multiplicador na economia tende a ser maior e mais permanente do que o do consumo.

BIBLIOGRAFIA

ABEL, A. Asset Prices under Habit Formation and Catching Up with the Joneses. American Economic Review, Papers and Proceedings, v.80, p.38-42, 1990.

BEVERIDGE, Stephen. NELSON, Charles R. A New Approach to Decomposition of Economic Time Series into Permanent and Transitory Components with Particular Attention to Measurement of the Business Cycle. Journal of Monetary Economics, 1981, vol. 7, p.151-174.

BUENO, Rodrigo De Losso da Silveira. Econometria de Séries Temporais. 2ª ed. Editora Cengage Learning, 2011.

BUSSAB, W; MORETTIN, P. Estatística Básica. 5ª ed. Editora Saraiva, 2002.

CAMPBELL, J. MANKIW, G. Consumption, Income and Interest Rates: Reinterpreting the Time Series Evidence. MIT Press, Cambridge, MA. Olivier

J. Blanchard & Stanley Fischer. National Bureau of Economic Research Macroeconomics Annual, 1989.

CARTA DE CONJUNTURA. Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada - IPEA. Diretoria de Estudos e Políticas Macroeconômicas, IPEA. Grupo de Análises e Previsões - Visão preliminar, Setembro de 2013.www.ipea.gov.br

DICKEY, D; FULLER, W. Distribution of the Estimators for Autoregressive Time Series With a Unit Root. Journal of the American Statistical Association. Vol. 74, pag.427-431, 1979.

DJANKOV, S., MCLIESH, C., SHLEIFER, A. Private credit in 129 countries. Journal of Financial Economics, 2007. 84, 299–329.

DUBEY, P.; GEANAKOPLOS, J.; SHUBIK, M. Default and Punishment in General Equilibrium. Econometrica, v.73, n.1, p.1-37, 2005.

EICHENBAUM, M.S.; HANSEN, L.P.; SINGLETON, K.J. A Time Series Analysis of Representative Agent Models of Consumption and Leisure Choice under Uncertainty. Quarterly Journal of Economics, v.103, p.51-78, 1988.

ELLIOTT, G.; ROTHENBERG, T.; STOCK, J. Efficient Test for an Autoregressive Unit Root. Econométrica, Econometric Society, v. 64, pages 813-36, 1996

Ensaios sobre Economia Financeira. Organizadores FERREIRA, Francisco M R e MEIRELLES, Beatriz B. BNDS - Rio de janeiro, 2009

EPSTEIN, L.; ZIN, S. Substitution, Risk Aversion, and the Temporal Behavior of Consumption and Asset Returns: A Theoretical Framework. Econometrica, v.57, p.937-968, 1989.

EPSTEIN, L.; ZIN, S. Substitution, Risk Aversion, and the Temporal Behavior of Consumption and Asset Returns: An Empirical Analysis. The Journaul of Political Economy. v.99, p.263-286, N°02, 1991.

FLAVIN, Marjorie A. The Adjustment of Consumption to Changing Expectations About Future Income. The Journal of Political Economy, Vol. 89, No. 5, 1981, p. 974- 1009

GOMES, Fábio Augusto Reis. Consumo no Brasil: Teoria da Renda Permanente Formação de Hábito e Restrição à Liquidez. RBE - Rio de Janeiro/RJ, 58(3):381-402 JUL/SET 2004

GUJARATI, D. Econometria B´asica, terceira edição, Makron Books, 2000.

HALL, Robert E. Stochastic Implications of the Life Cycle – Permanent Income Hypothesis: Theory and Evidence. The Journal of Political Economy, 1978, vol. 86, n° 6. The University of Chicago.

HAMILTON, J. Time Series Analysis. Princeton: Princeton University Press, 1994. HANSEN, L. Large Sample Properties of Generalized Methods of Moments Estimation. Econometrica, v.50, n.5, p.1029-1054, 1982.

HANSEN, L.; SINGLETON, K. Generalized Instrumental Variables Estimation of Nonlinear Rational Expectations Models. Econometrica, v.50, n.5, p.1269-1286, 1982.

HANSEN, L.; SINGLETON, K. Errata do artigo Generalized Instrumental Variables Estimation of Nonlinear Expectations Models. Econometrica, v.52, n.1, p.267-268, 1984.

ISSLER, J; PIQUEIRA, N. Estimating Relative Risk Aversion, the Discount Rate, and the Intertemporal Elasticity of Substitution in Consumption for Brazil Using Three Types of Utility Function. Brazilian Review of Econometrics, Rio de Janeiro, v. 20, n. 2, p. 201-239, 2000.

LUCAS, Robert E. Asset Prices in an Exchange Economy. Econometrica, 1978: 46, 1429–1445.

NEWEY, W.K. Maximum Likelihood Specification Testing and Conditional Moment Tests. Econometrica, v.53, n.5, p.1047-1070, 1985.

NEWEY, W.K.; WEST, K.D. Hypothesis Testing With Efficient Method of Moments Estimation. International Economic Review, v.28, p.777-787, 1987.

NG, S., PERRON, P. Lag Length Selection and the Construction of Unit Root Tests with Good Size and Power. Econometrica, 2001. Vol. 69, 1519-1554.

PERRON, P. NG, S. Useful Modifications to Some Unit Root Tests with Dependent Errors and their Local Asymptotic Properties. Review of Economic Studies,1996. Vol. 63, 435-463

PHILIPS, P.; PERRON, P. Testing for a Unit Root in Time Series Regression. Biometrika, v.75(2), p.335-346, 1988.

PIVA, C; MALDONADO, W; GUTIERREZ, C. Aversão ao Risco,Impaciência e Penalidades no Mercado de Crédito Brasileiro. Dissertação de Mestrado. Universidade Católica de Brasília – UCB, 2013.

REIS, E., ISSLER, J. V., BLANCO, F., & CARVALHO, L. Renda permanente e poupança precaucional: Evidências empíricas para o Brasil no passado recente.

Pesquisa e Planejamento Econômico, 1998. 28(2):233–272.

SANT‟ANNA, André Albuquerque; BORÇA JR, Gilberto Rodrigues; ARAÚJO, Pedro Quaresma de. Cápitulo 4. Ensaios Sobre Economia Financeira. Organizadores: Francisco Marcelo Rocha Ferreira e Beatriz Barbosa Meirelles. Rio de Janeiro: BNDS, 2009.

SINGLETON, K.J. Testing Specifications of Economic Agents Intertemporal Optimum Problems in the Presence of Alternative Models. Journal of Econometrics, n.30, p.391-413, 1985.

Equação de Euler - Crra: _�_��+

��

− _{+ �}_�+

( +�_�+ ) − = ( �)

Grupo de

Instrumentos GMM- Newey-West Fixed GMM- Newey-West Fixed GMM- Newey-West Fixed Nº obs. ( ) DP T Stat. ( ) DP T Stat. J Stat #Instrumentos P-valor J

1 0,97364 0,000939 1036,618 0,049512 0,040782 1,21405 0,22794 3 0,001945 91 2 0,973705 0,000943 1032,845 0,05441 0,043413 1,253315 0,213374 3 0,001767 91 3 0,973686 0,000944 1030,949 0,057972 0,044855 1,292445 0,199548 3 0,002102 91 4 0,973959 0,001164 836,9117 0,180375 0,109532 1,646775 0,103131 4 0,007288 91 5 0,973886 0,001138 855,8467 0,165814 0,101159 1,639143 0,104714 4 0,007271 91 6 0,973864 0,001132 860,0018 0,163888 0,099613 1,645239 0,103448 4 0,007992 91 7 0,973754 0,000941 1034,385 0,056189 0,044431 1,264644 0,209301 3 0,001702 91 8 0,973637 0,000927 1050,079 0,040376 0,036453 1,107619 0,271011 4 0,006919 91 9 0,983671 0,015261 64,45691 2,005355 3,192161 0,628212 0,531474 4 0,306314 91 10 0,973744 0,000935 1041,452 0,054277 0,042858 1,26645 0,208657 5 0,01986 91

Grupo de Instrumentos utilizados: group IIP1 c cg rt(-2); group IIP2 c cg rt(-1); group IIP3 c cg rt(-3); group IIP4 c cg cg(-1) rt; group IIP5 c cg cg(-1) rt(-1); group IIP6 c cg cg(-1) rt(-3); group IIP7 c cg rt; group IIP8 c rt(-1) rt(-2) cg; group IIP9 c rt(-1) rt(-2) cg(-2); group IIP10 c rt rt(-3) cg rt

Equação de Euler _{– Hábito Externo:} − ( − ) + − + �+ +�+ − = ( ) GMM- Andrews

Group GMM- Andrews GMM- Andrews GMM- Andrews GMM- Andrews Nº obs.

( ) DP T Stat. ( ) DP T Stat. ( ) DP T Stat.

Instrumentos J Stat P-valor J

1 0,976209 0,00275 354,9337 0,076435 0,244322 0,312846 0,693905 0,506382 1,370318 7 0,076118 0,139809 91 2 0,976562 0,001461 668,6106 0,456962 0,189835 2,407151 0,300582 0,227761 1,319725 7 0,118599 0,028997 91 3 0,976413 0,001427 684,0357 0,436308 0,184433 2,365675 0,281902 0,210254 1,34077 7 0,123536 0,023977 91 4 0,976344 0,0026 375,4559 0,142767 0,218576 0,65317 0,777181 0,511863 1,518338 8 0,083674 0,178808 91 5 0,974638 0,001458 668,7032 0,228133 0,118829 1,919844 0,106827 0,07426 1,438565 7 0,093054 0,075867 91 6 0,976562 0,001461 668,6106 0,456962 0,189835 2,407151 0,300582 0,227761 1,319725 7 0,118599 0,028997 91

Grupo de Instrumentos utilizados group IIP1 c cg cg(-1) rt(-3) cg(-2) rt rt(-1); group IIP2 c cg cg(-1) rt(-3) cg(-3) rt rt(-1); group IIP3 c cg cg(-1) rt(-3) cg(-3) rt rt(-2); group IIP4 c cg cg(-1) rt(-3) cg(-2) rt rt(-1) rt(-2); group IIP5 c cg cg(-1) rt(-3) cg(-2) cg(-1) rt; group IIP6 c cg cg(-1) rt(-3) cg(-3) rt(-1) rt

Apêndice 3 _{– Resultado da Estimação dos parâmetros , � �}

Equação de Euler – Hábito Externo:

−1

( −1)

+1 − 1+ +1

1+�₊₁ − 1 = 0 (23)

GMM- Newey-West Fixed

Group GMM- Newey-West Fixed GMM- Newey-West Fixed GMM- Newey-West Fixed GMM- Newey-West Fixed Nº obs. ( ) DP T Stat. ( ) DP T Stat. ( ) DP T Stat.

Instrumentos J Stat P-valor J

1 0,97621 0,002791 349,8244 0,064773 0,249512 0,259598 0,695544 0,51494 1,350729 7 0,076847 0,136253 91 2 0,97512 0,001741 560,074 0,373956 0,204569 1,828025 0,170212 0,127928 1,330536 7 0,094472 0,072001 91 3 0,975452 0,001888 516,62 0,431479 0,234897 1,836891 0,221085 0,181373 1,218952 7 0,0928 0,076579 91 4 0,974819 0,001383 704,9838 0,253901 0,11407 2,225845 0,134366 0,076167 1,764097 8 0,107221 0,082416 91 5 0,976493 0,002965 329,3368 0,053736 0,271331 0,198047 0,749173 0,56754 1,320034 7 0,071822 0,162548 91 6 0,97512 0,001741 560,0739 0,373956 0,204569 1,828025 0,170212 0,127928 1,330536 7 0,094472 0,072001 91

Equação de Euler _{– Hábito Externo: ��} �� − �( − ) ��+ �� − + ��+ +�_�+ − = ( ) GMM- Newey-West Variable

Group GMM- Newey-West Variable GMM- Newey-West Variable GMM- Newey-West Variable GMM- Newey-West Variable Nº obs. ( ) DP T Stat. ( ) DP T Stat. ( ) DP T Stat.

Instrumentos J Stat P-valor J

1 0,975814 0,002729 357,5106 0,000716 0,262838 0,002725 0,613374 0,482763 1,270548 7 0,092688 0,076894 91 2 0,97577 0,002162 451,2538 0,510405 0,259734 1,965109 0,277556 0,262099 1,058977 7 0,073087 0,155526 91 3 0,976294 0,002335 418,1646 0,601301 0,299542 2,007406 0,395162 0,433136 0,912327 7 0,071916 0,162017 91 4 0,976176 0,002597 375,8689 0,099266 0,236602 0,419548 0,748342 0,553885 1,351079 8 0,101879 0,098732 91 5 0,975129 0,001699 573,9453 0,294048 0,14588 2,015676 0,13032 0,089844 1,450512 7 0,073788 0,151754 91 6 0,97577 0,002162 451,2538 0,510405 0,259734 1,965109 0,277556 0,262099 1,058977 7 0,073087 0,155526 91

Série de Consumo