Consolidação orçamental em Portugal

Consolidação orçamental em Portugal Luís Miguel Neves de Mendonça Pimentel [email protected] Dissertação do Mestrado em Economia e Administração de Empresas Orientado: Professor Doutor Abel Luís da Costa Fernandes 2014 i Reconhecimentos Eu gostaria de agradecer a todos os que fizeram esta dissertação possível através dos seus conselhos, apoio e ajuda. Em particular, eu gostaria de agradecer aos meus pais pela paciência que demonstraram ao longo de todo o processo. ii Resumo Atualmente, a principal prioridade do governo português é a consolidação orçamental. Esta consiste em cortar na despesa e/ou em aumentar os impostos com o objetivo de reduzir o défice e a dívida. O objetivo desta dissertação é analisar os efeitos dos cortes na despesa e dos aumentos nos impostos sobre a atividade económica. Para o efeito estimou-se o valor dos multiplicadores da receita e da despesa em Portugal através de um modelo VAR. Em termos gerais, os resultados empíricos revelaram que os multiplicadores da despesa são consideravelmente maiores do que os multiplicadores da receita. Isto significa que os ajustamentos baseados em cortes na despesa podem resultar numa contração maior do PIB do que as consolidações baseadas no aumento de impostos. Outro resultado importante está relacionado com o facto de que tanto os multiplicadores da despesa como da receita aumentaram com a crise. Esta evidência confirma o argumento de que os multiplicadores orçamentais tendem a aumentar quando se verificam as seguintes condições: em períodos de crescimento económico moderado ou negativo, quando a economia está sob uma armadilha de liquidez, confrontada com uma excesso de capacidade disponível e existe um elevado número de agentes com restrições ao crédito. Por fim, os resultados obtidos revelaram que os multiplicadores orçamentais são muito maiores quando a economia está em recessão. Palavras-chave: Consolidação orçamental, Multiplicador orçamental, Modelo VAR iii Índice 1. Introdução .................................................................................................................. 1 2. Consolidações orçamentais – Uma revisão da literatura. .......................................... 4 2.1. Consolidações orçamentais expansionistas ........................................................ 4 2.2. Consolidações orçamentais contracionistas. .................................................... 11 3. Dados e metodologia ............................................................................................... 32 3.1. Testes preliminares sobre a especificação do modelo VAR ............................ 36 4. Resultados empíricos. .............................................................................................. 40 4.1. Os efeitos dos choques orçamentais sobre o PIB em períodos de expansão e de recessão. ...................................................................................................................... 41 4.2. Os efeitos dos choques orçamentais sobre o PIB - antes e depois da crise financeira. .................................................................................................................... 47 4.3. Os efeitos dos choques orçamentais sobre o PIB quando a variável taxa de juro é incluída no modelo VAR. ......................................................................................... 51 4.4. Testes à robustez dos resultados. ..................................................................... 53 5. Conclusões ............................................................................................................... 57 6. Bibliografia .............................................................................................................. 59 7. Fontes dos dados ...................................................................................................... 66 8. Anexos ..................................................................................................................... 67 iv Índice de tabelas Tabela 1: Distribuição do esforço de ajustamento durante as consolidações orçamentais bem-sucedidas e as infrutíferas. ........................................................................................ 5 Tabela 2: Impacto da política orçamental sobre o investimento. ................................... 10 Tabela 3: Multiplicadores orçamentais estimados em Alesina e Ardagna (2012). ........ 11 Tabela 4: Multiplicadores orçamentais na literatura. ...................................................... 14 Tabela 5: Multiplicador da despesa do governo em função do regime cambial. ............ 21 Tabela 6: Multiplicadores da despesa estimados em Auerbach e Gorodnichenko (2012). ........................................................................................................................................ 23 Tabela 7: Multiplicadores orçamentais estimados em Batini et al. (2012). ................... 24 Tabela 8: Multiplicadores orçamentais estimados em Baum et al. (2012). .................... 26 Tabela 9: Multiplicadores da despesa estimados em Auerbach e Gorodnichenko (2013). ........................................................................................................................................ 27 Tabela 10: Multiplicadores da despesa estimados em FMI (2010) ................................ 28 Tabela 11: Testes Unit-root sobre as variáveis utilizadas na análise – amostra completa. ........................................................................................................................................ 37 Tabela 12: Número ótimo de lags. .................................................................................. 38 Tabela 13: Resultado da Estimação em períodos de recessão - amostra completa. ....... 41 Tabela 14: Resultado da Estimação em períodos de expansão - amostra completa. ...... 42 Tabela 15: Multiplicadores orçamentais acumulados em períodos de recessão (hiato do produto <0) e de expansão (hiato do produto> 0). .......................................................... 44 Tabela 16: Resultado da Estimação para o período que antecede a crise financeira. ..... 47 Tabela 17: Resultado da Estimação para o período que sucede a crise financeira. ........ 48 Tabela 18: Multiplicadores orçamentais acumulados antes (2001:1 a 2008:1) e após (2008:2 a 2013:4) a crise financeira. .............................................................................. 49 Tabela 19: Resultado da Estimação para o período que sucede a crise financeira (inclui a taxa de juro). ................................................................................................................ 51 Tabela 20: Multiplicadores orçamentais acumulados após a crise financeira – com a inclusão da taxa de juro e sem a inclusão da taxa de juro. ............................................. 52 Tabela 21: Multiplicadores orçamentais acumulados em períodos de recessão e de expansão para as duas ordenações alternativas das variáveis. ........................................ 54 v Tabela 22: Multiplicadores orçamentais acumulados antes (2001:1 a 2008:1) e após (2008:2 a 2013:4) a crise financeira para as duas ordenações alternativas das variáveis. ........................................................................................................................................ 54 Tabela 23: Multiplicadores orçamentais quando a taxa de juro é incluída no modelo VAR para as duas ordenações alternativas das variáveis. .............................................. 55 vi Índice de Figuras Figura 1: Funções de resposta ao impulso acumuladas do PIB a choques na despesa e na receita do governo em períodos de recessão (lado esquerdo) e de expansão (lado direito). ............................................................................................................................ 43 Figura 2: Funções de resposta ao impulso acumuladas do PIB a choques na despesa e na receita do governo para o período que antecede (lado esquerdo) e sucede (lado direito) a crise financeira. ............................................................................................................... 48 Figura 3: Funções de resposta ao impulso acumuladas do PIB a choques na despesa e na receita do governo após a crise financeira (inclui taxa de juro). .................................... 52 1 1. Introdução Após a crise financeira o rácio da dívida pública em Portugal aumentou mais de 25 pontos percentuais entre 2008:1 (67,6%) e 2010:4 (94,0%). Este forte aumento da dívida deu lugar ao aumento das preocupações com a sustentabilidade orçamental, a longo prazo, em Portugal. O resultado foi o aumento das yields sobre a dívida soberana para níveis extremamente elevados, o que obrigou Portugal a pedir ajuda externa e a assinar o memorando de entendimento com a Troika 1 em 17 de Maio de 2011. Para ter acesso à ajuda externa, Portugal comprometeu-se a conter o aumento do rácio da dívida pública e a reduzir o défice orçamental através de impostos mais elevados e de cortes na despesa do governo. Ao mesmo tempo, a crise dentro da Zona Euro levou à alteração do Pacto de Estabilidade e Crescimento (PEC). De acordo com as novas disposições do PEC, os estados membros da EU com um rácio da dívida pública superior a 60% do PIB devem reduzir o excedente a uma taxa média de 1/20 ano. Deste modo, a consolidação orçamental tornou-se a principal prioridade do governo Português, porém existe um desacordo na literatura quanto ao impacto do ajustamento orçamental sobre a atividade económica no curto prazo. Os apoiantes das “consolidações orçamentais expansionistas” defendem que se os consumidores acreditarem que os aumentos nos impostos e/ou os cortes na despesa são capazes de eliminar o risco de ajustamentos mais acentuados e com maiores custos no futuro, estes irão antecipar um aumento do seu rendimento disponível permanente. Por conseguinte, este efeito de riqueza positivo pode resultar no aumento do consumo privado corrente e, consequentemente da procura agregada. Além disso, estes argumentam que quando os investidores acreditam que a estabilização da dívida é credível e suficiente para evitar o seu incumprimento, estes podem exigir um prémio de risco menor sobre os títulos de dívida pública. Por sua vez, uma taxa de juro menor associada aos títulos de dívida pública pode conduzir a uma diminuição da taxa de juro real cobrada às empresas e aos consumidores e, por conseguinte pode levar ao aumento da procura privada. 1 A Troika é composta pelo Fundo Monetário Internacional (FMI), pelo Banco Central Europeu (BCE) e pela Comissão Europeia (CE). 2 Contudo, “a maioria dos estudos, antigos e recentes, concluíram que as consolidações orçamentais são contracionistas no curto prazo” (Batini et al. (2012), p.11). De facto, existe um grande número de trabalhos que lançam dúvidas sobre algumas das versões da hipótese de “consolidações orçamentais expansionistas” e da sua aplicabilidade nos estados membros da Zona Euro e nas circunstâncias atuais. Por exemplo, vários estudos mostram que o impacto negativo das consolidações orçamentais sobre atividade económica é maior quando as economias estão em recessão, sob um regime de câmbios fixos e confrontadas com uma armadilha de liquidez. O objetivo desta dissertação é analisar os efeitos dos cortes na despesa e dos aumentos nos impostos sobre a atividade económica. Para o efeito vai ser estimado o valor dos multiplicadores da receita e da despesa em Portugal através de um modelo VAR. De acordo com a Comissão Europeia (2012), o multiplicador orçamental é um importante fator a ter em consideração quando se pretende reduzir o rácio da dívida pública durante uma consolidação orçamental. Quando os multiplicadores orçamentais são pequenos ou negativos, a consolidação orçamental provoca apenas uma pequena contração da atividade económica. Em contrapartida, quando os multiplicadores orçamentais são elevados a consolidação orçamental tem um forte impacto negativo sobre a economia. Como os valores dos multiplicadores orçamentais são suscetível de variar em função das condições económicas em Portugal. Numa fase inicial, os multiplicadores orçamentais serão estimados para os períodos de recessão e de expansão. De seguida, estes serão estimados para o período que antecede (2001:1 - 2008:1) e sucede (2008:2 - 2013:4) a crise financeira. Por fim, os multiplicadores orçamentais serão estimados para o período que sucede a crise financeira tendo em consideração a atuação da política monetária. 2 Esta dissertação está organizada da seguinte maneira. A seção 2 irá rever um conjunto de artigos sobre as consolidações orçamentais; em particular irá analisar alguns dos principais mecanismos através dos quais as consolidações orçamentais podem ser expansionistas, os estudos que contestam a hipótese de “consolidações orçamentais expansionistas” e a evidência empírica sobre o valor dos multiplicadores orçamentais. A 2 O motivo para a inclusão desta variável resulta de vários artigos defenderem que os multiplicadores orçamentais são maiores quando existe um elevado número de agentes económicos com restrições ao crédito e a economia está sob uma armadilha de liquidez. 9 Vranceanu e Besancenot (2013) demonstraram através de um modelo de regressão aplicado a um painel de 26 países da União Europeia entre 1996 e 2011 que nas economias da Zona Euro existe uma relação negativa entre o valor do multiplicador orçamental e o rácio da dívida pública. Por outras palavras, uma dívida pública elevada não só tem um impacto negativo sobre o crescimento como reduz o impacto positivo de um dado estímulo orçamental. Concretamente, este artigo observou que quando o rácio da dívida pública é superior de 150% do PIB (sendo este limite de 108% do PIB, quando é assumido um nível de confiança de apenas 95%) o multiplicador da despesa torna-se negativo. Em Corsetti et al. (2012a) é debatido o problema do aumento do risco de incumprimento da dívida pública resultar no aumento dos custos de financiamento do sector privado. De acordo com este artigo, o aumento dos prémios de risco podem ser compensados através de uma política monetária mais expansionistas, porém este mecanismo de compensação deixa de estar disponível quando a atuação da política monetária está limitada por uma armadilha de liquidez ou por um regime de câmbios fixos. Este problema é ainda agravado pelo facto do risco soberano poder prolongar a armadilha de liquidez. Nestas circunstâncias, os cortes na despesa afetam as taxas de juro reais de duas maneiras. Por um lado, os cortes na despesa proporcionam o aumento das taxas de juro reais, porque devido à armadilha de liquidez a política monetária é incapaz de compensar a diminuição da inflação. Por outro, a redução da dívida pública reduz o risco soberano e, por conseguinte os prémios de risco sobre os sectores privados. Este artigo demonstrou através de um modelo New Keynesian calibrado com dados sobre os E.U.A que o canal do risco soberano passa a ser dominante se assumirmos um rácio de dívida pública inicial de 115 porcento do PIB. Além disso, os resultados obtidos neste trabalho revelaram que quando a economia está sob uma armadilha de liquidez, o canal do risco soberano, regra geral, diminui o valor do multiplicador da despesa e em algumas situações o multiplicador da despesa pode ser negativo (ou seja, os cortes na despesa podem ser expansionistas). 10 Impacto da consolidação orçamental sobre os custos unitários do trabalho. Do lado da oferta, as consolidações orçamentais baseadas em cortes na despesa, sobretudo aquelas que incidem sobre os empregos 5 e os salários da função pública, proporcionam uma diminuição da utilidade de reserva dos sindicatos. Isto é, os sindicatos passam a exigir salários mais baixos para os trabalhadores do sector privado. Este efeito depressivo sobre os salários na economia resulta na diminuição dos custos unitários do trabalho e no aumento dos lucros, que se forem reinvestidos podem melhorar a competitividade internacional e estimular o crescimento económico, o emprego e as exportações. Em contrapartida, as consolidações orçamentais baseadas no aumento de imposto resultam no agravamento dos custos unitários do trabalho e, por conseguinte levam a uma diminuição dos lucros, do investimento e da competitividade internacional. Alesina et al. (2002) analisaram o impacto da política orçamental sobre o investimento através de um painel de 18 países da OCDE entre 1960 e 1996. Este artigo verificou que os aumentos na despesa pública diminuem os lucros e, consequentemente, o investimento. Enquanto que os cortes na despesa pública proporcionam o aumento do investimento. A tabela seguinte mostra o impacto sobre o investimento, em pontos percentuais do PIB, quando a despesa ou a receita variam em um ponto percentual. Tabela 2: Impacto da política orçamental sobre o investimento. Instrumento orçamental Impacto Acumulado (5 Anos) Despesa primária face ao PIB -0.16 -0.80 Impostos -0.18 Fonte: Alesina et al. (2002). Alesina et al. (2012) estimaram através de uma abordagem “narrative” os multiplicadores orçamentais para 15 países da OCDE entre 1980 a 2005. A conclusão deste artigo é que os ajustamentos orçamentais executados através de cortes na despesa provocam uma contração do PIB muito menor do que as consolidações baseadas no aumento de impostos. 5 Reduz a probabilidade dos indivíduos encontrem emprego se não forem contratados pelo sector privado. 11 Concretamente, este estudo verificou que as consolidações orçamentais baseadas em cortes na despesa estão relacionadas com recessões suavas e de curta duração, e em alguns casos estas podem ser expansionistas. Em contrapartida, os ajustamentos orçamentais baseados no aumento dos impostos estão associados a recessões profundas e prologadas. De acordo com a evidência apresentada neste artigo, estes resultados resultam da resposta diferente do investimento privado aos dois tipos de ajustamentos orçamentais. Num outro artigo recente, Alesina e Ardagna (2012) analisaram uma amostra de 21 países da OCDE entre 1970 e 2010 e concluíram que as consolidações orçamentais executas através da despesa são mais propícias a conseguir uma redução permanente no rácio da pública e, em alguns casos, podem ser expansionistas. Segundo este estudo os episódios de consolidações orçamentais expansionistas e bem-sucedidos estão normalmente associados a um crescimento dos custos unitários do trabalho relativamente lento, a uma diminuição das taxas de juro de longo prazo (nominais e reais) e a um aumento da produtividade e da competitividade internacional. A tabela seguinte apresenta os multiplicadores orçamentais estimados em Alesina e Ardagna (2012). Tabela 3: Multiplicadores orçamentais estimados em Alesina e Ardagna (2012). Instrumento orçamental Multiplicador acumulado Ano 1 Ano 2 Ano 3 Despesa do governo -0.15 -0.37 -0.46 Impostos -0.12 -0.24 -0.34 Fonte: Alesina e Ardagna (2012). 2.2.Consolidações orçamentais contracionistas. Apesar da evidência empírica apresentada na subsecção anterior a favor das consolidações orçamentais expansionista, “a maioria dos estudos, antigos e recentes, 12 concluíram que as consolidações orçamentais são contracionistas no curto prazo” (Batini et al. (2012), p.11). De facto, na literatura existe um elevado número de trabalhos que lançam dúvidas sobre algumas das versões da hipótese de “ consolidações orçamentais expansionistas” e da sua aplicabilidade nos estados membros da Zona Euro e nas circunstâncias atuais. Jayadev e Konczal (2010) analisaram a amostra usada em Alesina e Ardagna (2009). A conclusão deste artigo é que os países que reduziram os seus défices durante uma recessão, taxas de juro baixas e elevadas taxas de desemprego não conseguiram ser bem-sucedidos na redução da sua dívida. Na verdade, os resultados obtidos revelaram que os países que tentaram reduzir os seus défices durante uma recessão estiveram associados a taxas de crescimento económico menores e/ou a rácios da dívida pública maiores. Por sua vez, Baker (2010) analisou os resultados obtidos em Broadbent e Daly (2010). Este trabalho verificou que os episódios de grandes ajustamentos orçamentais identificados em Broadbent e Daly (2010) ocorreram, regra geral, em períodos em que as economias estavam perto ou acima do PIB potencial. Nos poucos casos em que as economias estavam abaixo do seu produto potencial os ajustamentos orçamentais beneficiaram de um crescimento mundial robusto ou pelo menos sustentável. Além disso, estes ocorreram em encomias abertas e de pequena dimensão e as suas taxas de juro diminuíram substancialmente, o que permitiu a desvalorizar as suas moedas relativamente aos seus parceiros comerciais e estimular o crescimento através das exportações. Perante estes resultados, o autor deste artigo interrogasse sobre capacidade de uma diminuição adicional nas taxas de juro ser capaz de compensar o impacto contracionista da redução dos défices, visto que elas já se encontram atualmente em níveis muito baixos. Esta situação é ainda agravada pelo facto dos principais parceiros comerciais dos países em ajustamento estarem também a sofrer com a crise. Além disso, o excesso da oferta face à procura faz com que as empresas tenham poucos incentivos para investir e, consequentemente não pretendam aumentar a sua capacidade de produção em antecipação da procura. 13 Segundo FMI (2010) e Guajardo et al. (2011) os estudos que apoiam a hipótese de “consolidações orçamentais expansionistas” utilizam normalmente uma abordagem que tende a exagerar nos efeitos expansionistas. Estes trabalhos investigaram o impacto das consolidações orçamentais sobre a atividade económica através de uma análise “historical” e verificaram que as consolidações orçamentais provocam, no curto prazo, a contração do PIB e da procura privada e aumentam o desemprego. No entanto, as consolidações orçamentais baseadas em cortes na despesa provocam uma contração da atividade económica muito menor do que os ajustamentos baseados em aumentos de impostos. De acordo com a evidência apresenta nestes dois artigos, a diferença entre os dois tipos de ajustamento resulta, em grande medida, dos Bancos Centrais reduzirem muito mais as taxas de juro perante ajustamentos baseados na despesa. 6 Por fim, os resultados obtidos nestes dois estudos apontam para uma contração do PIB inferior a 1 porcento face uma consolidação orçamental em 1 por cento do PIB. Isto significa que o multiplicador orçamental é positivo mas inferior a 1. Na literatura um vasto número de artigos sobre o valor dos multiplicadores orçamentais apontam para o impacto negativo das consolidações orçamentais sobre a atividade económica. Por exemplo, Ramey (2011a) analisou diversos trabalhos sobre o valor do multiplicador da despesa nos EUA e verificou-se que este varia entre 0.8 e 1.5. A Comissão Europeia (2012) reviu a literatura sobre os multiplicadores orçamentais 7 e constatou que o multiplicador da despesa varia entre 0.4 e 1.2, enquanto o multiplicador da receita é, regra geral, inferior a 0.7. Mais recentemente, o FMI (2012b) analisou um total de 34 estudos entre 2002 e 2012 e observou que o multiplicador da despesa na Europa varia entre 0.1 e 1.5, enquanto 6 Este resultado é consiste com o argumento de que os Bancos Centrais encaram as consolidações orçamentais baseadas na despesa como um sinal claro de um forte compromisso do governo com a disciplina orçamental e, por conseguinte estão dispostos a proporcionar um estímulo monetário maior. Além disso, um aumento nos impostos, sobretudo quando envolve o aumento nos impostos indiretos, pode provocar o aumento da inflação. Esta situação faz com um Banco Central avesso à inflação esteja pouco disponível para proporcionar um estímulo monetário. 7 Os multiplicadores orçamentais incluídos nesta revisão de literatura foram estimados tanto através de modelos de Equilíbrio Geral Dinâmicos Estocásticos (DSGE) como pela via dos modelos Vetor Autorregressivos (VAR). 14 o multiplicador da receita oscila entre -1.5 e 0.4 (mas normalmente assume um valor negativo). A Tabela 5 apresenta um breve resumo dos resultados obtidos em alguns dos estudos mais relevantes na literatura sobre o valor dos multiplicadores orçamentais. Tabela 4: Multiplicadores orçamentais na literatura. 8 Instrumento orçamental Autores Amostra Estratégia de Identificação Impacto Cumulativo Despesa pública (total) Fatas e Mihov (2001) EUA (19601996) Recursiva 0.05 + (2 anos) Blanchard e Perotti (2002) EUA (1960:11997:4) Blanchard e Perotti 0.84 0.97 (5 anos) Mountford e Uhlig (2009) EUA (1955:12000:4) Restrições de Sinal 0.65 -2.24 (5 anos) Barro e Redlick (2011) EUA (19172006) Evento-estudo 0.47 0.63 (2 anos) Barro e Redlick (2011) EUA (19302006) Evento-estudo 0.46 0.67 (2 anos) Barro e Redlick (2011) EUA (19392006) Evento-estudo 0.44 0.64 (2 anos) Barro e Redlick (2011) EUA (19502006) Evento-estudo 0.68 0.69 (2 anos) 8 O sinal "+" indica um multiplicador positivo, enquanto o sinal "-" indica um multiplicador negativo. 15 Giordano et al. (2007) Itália (1982:1 – 2004:4) Blanchard e Perotti 0.2 1.7 (3 anos) De Castro e De Cos (2008) Espanha (1980:12004:4) Blanchard e Perotti + 1.33 (2 anos) Burriel et al. (2010) Zona Euro (1981:12007:04) Blanchard e Perotti 0.75 0.02 (5 anos) Beetsma e Giuliodori (2011) 14 Países da EU (19702004) Recursiva 1.17 0.66 (5 anos) Pereira e Sagalés (2011) Portugal (19802005) Recursiva 1.68 1.21 (10 anos) Comissão Europeia (2012) Alemanha (1985:1 – 2007:4) Recursiva 0.71 3.4 (3 anos) Alemanha (1985:1 – 2010:4) Recursiva 0.38 1.49 (3 anos) Itália (1985:1 – 2007:4) Recursiva 0.11 0.5 (3 anos) Itália (1985:1 – 2010:4) Recursiva 0.1 0.22 (3 anos) Espanha Recursiva 0.58 0.98 (3 anos) 16 (1986:1 – 2007:4) Espanha (1986:1 – 2010:4) Recursiva 0.3 1.49 (3 anos) Zona Euro (1985:1 – 2007:4) Recursiva 0.79 1.06 (3 anos) Zona Euro (1985:1 – 2010:4) Recursiva 0.63 1.27 (3 anos) De Castro e Fernández (2013) Espanha (1981:1 – 2008:4) Blanchard e Perotti 0.41 0.55 (3 anos) De Castro e Fernández (2013) Espanha (1989:1 – 2008:4) Blanchard e Perotti 0.49 1.78 (3 anos) Impostos (totais) Perotti (2012) EUA (1945:1 - 2009:4) Evento-estudo - -1.27 (3 anos) Giordano et al. (2007) Itália (1982:1 – 2004:4) Blanchard e Perotti -0.05 - (2 anos) De Castro e De Cos (2008) Espanha (1980:12004:4) Blanchard e Perotti 0 - Burriel et al. (2010) Zona Euro (1981:12007:04) Blanchard e Perotti -0.79 -0.74 (5 anos) 17 Pereira e Sagalés (2011) Portugal (19802005) Recursiva 0.0 -1.83 (10 anos) Uma parte considerável da literatura sobre o valor dos multiplicadores orçamentais tem como referência os EUA. O estudo desenvolvido em Fatás e Mihov (2001) é um exemplo disso. Através de uma abordagem recursiva (ordenação de Cholesky), este artigo calculou o valor dos multiplicadores orçamentais nos EUA e verificou que os cortes na despesa do governo e os aumentos nos impostos resultam na contração do PIB. Blanchard e Perotti (2002) também estimaram o impacto da política orçamental nos E.U.A, mas utilizaram uma metodologia diferente. Eles identificaram os choques orçamentais explorando os desfasamentos temporais entre a formulação e a implementação das medidas orçamentais, e utilizando a informação institucional sobre a elasticidade das variáveis orçamentais relativamente à atividade económica. Os resultados obtidos neste trabalho revelaram que os cortes na despesa e os aumentos nos impostos são contracionistas. Mounteford e Uhlig (2009) estimaram os multiplicadores orçamentais nos EUA utilizando uma estratégia de identificação dos choques da política orçamental, que consiste na imposição de restrições de sinal sobre as funções de resposta ao impulso. De acordo com os resultados obtidos neste artigo, os cortes na despesa do governo provocam uma pequena contração do PIB no curto prazo, porém aumentam o PIB no médio prazo. Em contrapartida, os aumentos nos impostos provocam uma forte contração do PIB no curto e no médio prazo. Perante estes resultados, os autores deste artigo defendem que a melhor forma de minimizar os custos de uma consolidação orçamental é cortar na despesa do governo. Romer e Romer (2010) estimaram o multiplicador da receita nos EUA através da abordagem “evento-estudo” 9 apresentada em Ramey e Shapiro (1998) e verificaram que 9 Esta estratégia de identificação dos choques orçamentais consiste na utilização de variáveis dummy que capturam episódios específicos, tais como as despesas do governo em defesa durante as guerras. 18 os aumentos nos impostos provocam uma forte contração do PIB: um aumento nos impostos em 1 porcento do PIB diminui o PIB ao fim de três anos em aproximadamente 3 por cento. 10 Utilizando uma abordagem semelhante, Barro e Redlick (2011) estimaram o valor do multiplicador da despesa nos E.U.A através das alterações nos gastos do governo em defesa. Este artigo concluiu que quando a 2ª Guerra Mundial é incluída na amostra o multiplicador da despesa varia entre 0.6 a 0.7, ou seja, os cortes na despesa do governo provocam a contração do PIB. Mais recentemente, Favero e Giavazzi (2012) contestam o valoro elevado obtido em Romer e Romer (2010) para o multiplicador da receita. Eles argumentam que este valor deve-se ao facto dos efeitos dos choques identificados através da abordagem “evento-estudo” serem o resultado de uma abordagem de informação limitada. Por conseguinte, eles propõem uma forma alternativa para estimar o valor do multiplicador da receita, que consiste na combinação da abordagem VAR com a estratégia de identificação dos choques na receita do governo “eventoestudo”. Aplicando esta nova forma de estimar os multiplicadores da receita à amostra utilizada em Romer e Romer (2010), eles obtiveram um multiplicador menor que 1. Por sua vez, Perotti (2012) mostra que as abordagens utilizadas em Favero e Giavazzi (2012) e em Blanchard e Perotti (2002) produzem multiplicadores enviesados para zero. Por este motivo, ele defende uma abordagem VAR que permita às componentes discricionárias e endógenas dos impostos terem efeitos diferentes sobre o PIB. Os resultados obtidos através deste método mostram que a resposta do PIB a alterações nos impostos é maior do que os efeitos estimados em Favero e Giavazzi (2012), mas menor do que os grandes efeitos estimados em Romer e Romer (2010). Entre os estudos que analisaram os efeitos da política orçamental na Zona Euro existe o Burriel et al. (2010). Segundo este artigo, os cortes na despesa do governo e os aumentos nos impostos levam à contração do PIB. No entanto o multiplicador da despesa é maior do que o 10 No entanto, a evidência apresentada neste artigo aponta para uma contração menor do PIB, quando os impostos são aumentados com o objetivo de reduzir os défices orçamentais. 25 (1970:12010:4) Receita Expansões 0.05 0.12 0.20 Recessões -0.02 0.03 0.28 Itália (1981:12007:4) Despesa Expansões 0.25 0.41 0.46 Recessões 1.42 1.57 1.78 Receita Expansões 0.07 0.07 0.10 Recessões 0.12 0.17 0.17 Japão (1981:12009:4) Despesa Expansões 0.71 1.40 1.09 Recessões 1.34 2.01 2.01 Receita Expansão 0.27 0.30 0.09 Recessões 0.31 0.21 -0.17 EUA (1975:12010:2) Despesa Expansões 0.95 0.33 -0.49 Recessões 1.96 2.18 2.17 Receita Expansões 0.04 -0.15 -0.72 Recessões 0.03 -0.16 -0.65 Fonte: Batini et al. (2012). Utilizando uma metodologia semelhante, Baum et al. (2012) analisaram através de um vetor autorregressivo não linear threshold (TVAR) a relação entre os multiplicadores orçamentais e o estado subjacente da economia nos países do G7 (excluindo a Itália). Este modelo separa as observações entre dois regimes, expansão e recessão, de acordo com o sinal do hiato do produto 16 . Dentro de cada regime o modelo é linear, porém quando o choque orçamental é implementado o regime pode mudar em função do sinal do hiato produto. Os resultados obtidos nesta investigação sugerem que os multiplicadores orçamentais diferem entre os países e, por conseguinte a política orçamental deve ser adaptada às especificidades de cada país. 16 Baum et al. (2012) defendem que o hiato do produto é a medida mais apropriada para identificar as fases dos ciclos económicos. O argumento é que a política orçamental é mais eficaz em períodos de recessão, porque o excesso de capacidade disponível na economia faz com que o efeito de crowding out sobre investimento privado seja menor. Como o excesso de capacidade disponível mantem-se enquanto o hiato do produto é negativo e dificilmente pode ser capturado pelas taxas de crescimento real baixas ou negativas, logo o hiato do produto é a medida mais adequada para identificar os períodos de expansão e de recessão. 26 No entanto, este estudo mostra que os multiplicadores orçamentais, sobretudo os multiplicadores da despesa, tendem a ser maiores em períodos de recessão. Além disso, os multiplicadores da despesa são, regra geral, maiores do que os multiplicadores da receita. Perante estes resultados, este concluí que as consolidações orçamentais que têm lugar em períodos de recessão devem ser implementadas de forma gradual e através de aumentos nos impostos de modo a minimizar o seu impacto negativo sobre o crescimento económico. Tabela 8: Multiplicadores orçamentais estimados em Baum et al. (2012). Amostra Instrumento orçamental Estado da economia 4 º Trimestre 8º Trimestre Choque Positivo Choque Negativo Choque Positivo Choque Negativo Canadá (1966Q12011Q2) Despesa Expansão -0.9 0.9 -0.7 0.7 Recessão -1.1 1.1 -0.9 0.9 Receita Expansão 0.3 -0.3 0.2 -0.2 Recessão -0.1 0.1 -0.1 0.1 França (1970Q42010Q4) Despesa Expansão -0.1 0.1 -0.1 0.1 Recessão 0.2 -0.2 0.1 -0.1 Receita Expansão 0.5 -0.5 0.4 -0.4 Recessão 0.7 -0.7 0.5 -0.5 Alemanh a (1975Q32009Q4) Despesa Expansão 0.2 -0.4 0.1 -0.2 Recessão 1.0 -1.3 0.8 -1.2 Receita Expansão -0.6 0.7 -0.4 0.5 Recessão -0.4 0.5 -0.3 0.4 Japão (1970Q12011Q2) Despesa Expansão 1.4 -1.5 1.9 -1.7 Recessão 2.0 -2.0 2.4 -2.0 Receita Expansão 0.4 -0.5 0.5 -0.5 Recessão -0.7 0.5 -0.6 0.3 Reino Unido Despesa Expansão 0.0 0.0 0.0 0.0 Recessão 0.2 -0.2 0.1 -0.1 27 (1970Q12011Q2) Receita Expansão -0.4 0.4 -0.3 0.4 Recessão 0.2 -0.2 0.2 -0.2 EUA (1965Q22011Q2) Despesa Expansão 1.3 -1.3 1.0 -1.0 Recessão 1.7 -1.8 1.2 -1.3 Receita Expansão 0.1 -0.1 0.1 -0.1 Recessão -0.1 0.1 -0.1 0.1 Fonte: Baum et al. (2012). Auerbach e Gorodnichenko (2013) através de uma metodologia semelhante há que tinham utilizado em Auerbach e Gorodnichenko (2012) verificaram que uma contração orçamental por parte de um país têm um efeito económico e estatisticamente significativo sobre o PIB de outro país. No entanto, a dimensão destes efeitos de propagação variam consideravelmente com o estado subjacente das economias. Com os efeitos de propagação a serem particularmente elevados quando ambas as economias estão em recessões. A tabela seguinte mostra os resultados obtidos neste estudo para o multiplicador da despesa do governo consoante o estado subjacente da economia quer nos países de origem quer nos países recetores do choque orçamental. Tabela 9: Multiplicadores da despesa estimados em Auerbach e Gorodnichenko (2013). Amostra Expansão no país de origem do choque da despesa Recessão no país de origem do choque da despesa 30 Países da OCDE (Antigos membros (1985-2010) + membros mais recentes (desde miados dos anos 90 até 2010) Expansão no país recetor do choque da despesa Recessão no país recetor do choque da despesa Expansão no país recetor do choque da despesa Recessão no país recetor do choque da despesa 0.54 0.38 -2.21 5.34 Fonte: Auerbach e Gorodnichenko (2013). 28 Multiplicadores orçamentais durante uma armadilha de liquidez. Os bancos centrais podem compensar parte do impacto negativo da consolidação orçamental sobre a atividade económica, nomeadamente no consumo e no investimento, através da redução das taxas de juro (FMI, 2010). Contudo, uma crise financeira pode ter um impacto recessivo de tal forma pronunciado que a política monetária acaba por ficar condicionada pela armadilha de liquidez. Nestas circunstâncias, o banco central deixa de conseguir compensar os efeitos negativos de uma consolidação orçamental através da diminuição da taxa de juro (Blanchard e Leigh 2013). O FMI (2010) demonstrou através de um modelo DSGE que os efeitos contracionistas de uma consolidação orçamental são maiores quando a economia está sob uma armadilha de liquidez. Principalmente, quando a consolidação orçamental é implementada em vários países em simultâneo. A tabela seguinte mostra os multiplicadores da despesa estimados pelo FMI (2010) em função taxa de juro e do contexto em que é executada política orçamental 17 . Tabela 10: Multiplicadores da despesa estimados em FMI (2010) Amostra Contexto Acumulado (Ano 2) Taxa de juro é igual a zero Taxa de juro é positiva Canadá (1980-2009) Sozinho 1 0.5 15 Economias avançadas (Inclui o Canadá) (1980-2009) Com o resto da amostra 2 Fonte: FMI (2010). 17 A ação orçamental executada apenas pelo Canadá contra a situação em que é executada em conjunto com os restantes países da amostra. 29 Eggertsson (2011) estimou o valor do multiplicador da despesa através de um modelo DSGE tendo em consideração dois cenários: um em que a taxa de juro é positiva e outro em que a taxa de juro é igual a zero. Os resultados obtidos neste trabalho mostram que quando a taxa de juro é positiva o multiplicador da despesa é 0,4652, mas quando taxa de juro é nula o multiplicador da despesa é 2.2793. Isto significa que os cortes temporários na despesa do governo são contracionistas em ambos os cenários, porém a contração do PIB é quase 5 vezes maior durante uma armadilha de liquidez. DeLong e Summers (2012) demonstraram que tanto as crises financeiras como as recessões induzidas pelo da procura podem ter um impacto negativo sobre o produto potencial, que perdura mesmo quando as condições de normalidade são respostas. Além disso, eles verificaram que o multiplicador da despesa é superior a 1, quando a economia está sob uma recessão profunda, restringida por uma armadilha de liquidez e com excesso de capacidade de produção. Em Christiano et al. (2011) foi demonstrado através de um modelo New Keynesian que o multiplicador da despesa pode ser superior a 1, quando a economia está sob uma armadilha de liquidez. O valor estimado neste artigo para o multiplicador da despesa pode ser explicado pelo facto do aumento na despesa do governo provocar o aumento da produção e da inflação. Assumindo que durante uma “armadilha de liquidez” as taxas de juro nominais estão fixas, o aumento da inflação vai se refletir na diminuição das taxas de juro reais e, consequentemente no aumento da procura privada. Por sua vez, o aumento da procura privada proporciona um novo aumento da inflação, criando um ciclo de “realimentação”. Num artigo mais recente, Erceg e Lindé (2013) mostraram que os multiplicadores da receita e da despesa são maiores quando a economia está sob uma armadilha de liquidez. No entanto, a forma como os dois multiplicadores orçamentais são afetados pela armadilha de liquidez é diferente. Enquanto o multiplicador da despesa aumenta consideravelmente com a armadilha de liquidez, o multiplicador da receita é apenas ligeiramente afetado. 30 Além disso, este artigo verificou que os multiplicadores orçamentais dentro de uma união monetária são tanto maiores quanto maior for a dimensão do ajustamento orçamental, sobretudo quando este é executado por uma economia de grande dimensão ou por um conjunto de economias. O motivo é que quanto maior é a dimensão da consolidação orçamental maior é a duração da armadilha de liquidez na união monetária e menor será o espaço para a acomodação monetária no futuro. Por conseguinte, os cortes na despesa vão ser progressivamente mais contracionistas e menos eficazes na redução do rácio da dívida pública. Em certos casos, as consolidações orçamentais baseadas em cortes na despesa podem mesmo ser contraproducentes. Isto é, os cortes na despesa provocarem uma contração do PIB sem conseguirem uma melhoria adicional no rácio da dívida pública. Erceg e Lindé (2014) demonstraram através de um modelo DSEG que o multiplicador da despesa pode ser superior a 4, quando a economia está sob uma armadilha de liquidez profunda e prolongada. Contudo, este estudo verificou que o multiplicador da despesa diminuiu drasticamente com nível dos gastos do governo. Pelo facto de um grande aumento na despesa do governo empurrar a economia mais rapidamente para fora de uma situação de armadilha de liquidez. À medida que a economia deixa de estar sob uma armadilha de liquidez a política monetária começa a reagir progressivamente através do aumento das taxas de juro reais. Um resultado partilhado em Erceg e Lindé (2013) e em Erceg e Lindé (2014) é que quando a economia está sob uma armadilha de liquidez o multiplicador da despesa será tanto maior quanto maior for a capacidade de ajustamento dos preços e dos salários aos choques na despesa do governo. No entanto, Erceg e Lindé (2013) verificaram que mesmo perante o aumento da rigidez dos preços e dos salários numa união monetário o multiplicador da despesa continua a ser maior do que o multiplicador da receita e a aumentar progressivamente com a duração da armadilha de liquidez. Em contrapartida, Farhi e Werning (2012) demonstraram que a flexibilidade dos preços dentro de uma união monetária pode contribuir para um menor multiplicador da despesa. 31 O motivo resulta do facto dos gastos do governo aumentarem a procura e, consequentemente a inflação no país. Contudo, dentro de uma união monetária o aumento da inflação resulta na perda de competitividade da economia e na contração da procura privada, o que alivia a pressão ascendente sobre a inflação. Na verdade, este trabalho mostra que os multiplicadores da despesa dentro de uma união monetária são sempre inferiores a 1. 32 3. Dados e metodologia O objetivo desta dissertação é analisar os efeitos dos cortes na despesa e dos aumentos nos impostos sobre a atividade económica. Para o efeito vai ser estimado o valor dos multiplicadores da receita e da despesa em Portugal através de um modelo VAR. Tendo como referência os artigos de Fatás e Mihov (2001) e de Blanchard e Perotti (2002) o modelo VAR inicialmente vai ser composto pelas variáveis despesa do governo (g), PIB (y) e receita de impostos (t). 18 Todas as variáveis utilizadas na análise foram transformadas em termos reais através do deflator do PIB 19 (ver Anexo A.1 para uma descrição mais detalhada das variáveis e do processo através do qual elas foram transformadas em termos reais). Devido à sazonalidade trimestral, antes de iniciar análise todas as variáveis foram sazonalmente ajustadas através do método X-13 ARIMA-SEATS e transformadas em logaritmos. O modelo VAR na sua forma reduzida assume a seguinte forma: 𝑋𝑡=∑𝐴ᵢ𝑋𝑡−𝑖 𝑘 𝑖=1 +𝑢𝑡 (1) Onde Xt = [g,yt,tt,]’ é o vetor das variáveis endógenas e Aᵢ é uma matriz com 9 coeficientes. O vetor dos resíduos na forma reduzida, ut, é 3-dimensional, sendo o E[ut, ut']=0. Esta especificação inclui também uma constante que foi omitida na equação por simplificação. Os parâmetros do modelo (1) serão estimados através do método dos mínimos quadrados (OLS) e o número ótimo de lags será determinado através do critério de informação Schwartz. 18 É importante analisar o impacto da política orçamental sobre o PIB quer do lado da despesa como da receita. De acordo com Blanchard e Perotti (2002), “tanto os gastos do governo como os impostos afetam o PIB. Uma vez que, os dois presumivelmente não são independentes, para estimar os efeitos de um é também necessário incluir o outro” (p.1331). Por sua vez, Burriel et al. (2010) argumentam que gastos do governo e os impostos podem ter efeitos diferentes sobre o PIB. Uma vez que, os primeiros afetam diretamente a procura agregada na economia, enquanto os últimos afetam indiretamente a economia através do rendimento disponível dos agentes económicos, logo pode haver “fugas” para a poupança. 19 Tal como em Blanchard e Perotti (2002), é utilizado o deflator do PIB para expressar as variáveis em termos reais, porque isso vai permitir expressar as respostas de impulso como percentagem do PIB. 33 A forma reduzida dos resíduos tem pouco significado económico, visto que as variações nas variáveis orçamentais podem resultar de uma combinação linear de três tipos de choques: a) a resposta automática da despesa e dos impostos líquidos à variável PIB 20 , b) a resposta sistemática e discricionária da política orçamental à variável PIB 21 , e c) os choques discricionários e aleatórios da política orçamental. Sendo estes últimos os choques que se pretende identificar. Multiplicando ambos os termos da equação (1) pela matriz 𝐴0 obtem-se o Vetor Autorregressivo Estrutural (SVAR). Este modelo na sua forma reduzida assume a seguinte forma: 𝐴₀𝑋𝑡=∑𝐴𝑖∗𝑋𝑡−𝑖 𝑘 𝑖=1 +𝐵𝑒𝑡 (2) 22 Onde 𝐴₀𝑢𝑡 =𝐵𝑒𝑡 descreve a relação entre os termos de perturbações estruturais, 𝑒𝑡, e os resíduos obtidos anteriormente, 𝑢𝑡. A matriz A₀ descreve as relações contemporâneas entre as variáveis que compõem o vetor 𝑋𝑡. Contudo, sem impor restrições sobre os parâmetros 𝐴0 e B o modelo SVAR não pode ser estimado. Na literatura existem diversas formas de resolver este problema. A opção desta dissertação foi pela abordagem recursiva (decomposição de Cholesky) desenvolvida inicialmente por Sims (1980) e mais tarde aplicada à identificação de choques orçamentais por Fatás e Mihov (2001). A abordagem recursiva implica uma ordenação causal das variáveis do modelo. Por outras palavras, as variáveis não são afetadas, no impacto, pelas variáveis que lhes antecedem na ordenação, mas afetam, no impacto, as variáveis que lhes sucedem na ordenação. Por exemplo, a variável ordenada em primeiro lugar no sistema afeta, no impacto, todas as outras variáveis ordenas a seguir e responde apenas ao seu próprio choque exógeno. Em contrapartida, a variável ordenada em último lugar responde a todas as variáveis que lhe antecedem na ordenação, mas o contrário já não é verdade. 20 Estes choques correspondem aos estabilizadores automáticos. 21 Alterações discricionárias nas taxas de imposto ou na despesa pública com o propósito de estabilização. Em Burriel et al. (2010) é dado o exemplo das reduções nas taxas de imposto que podem ser implementadas sistematicamente por alguns países em resposta às recessões. 22 𝐴0∗ 𝐴𝑖=𝐴𝑖∗ 34 No entanto, após o momento do choque inicial as variáveis do sistema podem interagir livremente entre si. Isto significa que a variável ordenada em último lugar pode afetar todas as variáveis que lhe antecedem na ordenação em todos os períodos a não ser naquele em que o choque ocorreu. Esta abordagem permite restringir A₀ a uma matriz triangular inferior com diagonal principal composta por uns e B a uma matriz identidade de ordem 3. Apesar de existirem 6 (3!) possibilidades de ordenação das variáveis, esta dissertação optou pela seguinte ordem: despesa do governo, PIB e receita de impostos. 23 Isto implica que a relação entre a forma reduzida dos termos de perturbação e os termos de perturbação estruturais assume a seguinte forma: [1 0 0 𝑎𝑦𝑔 1 0 𝑎𝑡𝑔 𝑎𝑡𝑔 1][𝑢𝑡𝑔 𝑢𝑡𝑦 𝑢𝑡𝑡]=[1 0 0 0 1 0 0 0 1][𝑒𝑡𝑔 𝑒𝑡𝑦 𝑒𝑡𝑡] (3) Contudo, esta técnica é “atheoretical” (Cooley e Leroy, 1985) e a ordem das variáveis pode resultar de suposições improváveis sobre a interação causal das variáveis no sistema (Perotti, 2005). Esta dissertação assume, tal como em Blanchard e Perotti (2002), em Fatás e Mihov (2001) e em Pereira e Sagalés (2011), que a despesa pública é exógena. Isto significa que a despesa pública afeta, no impacto, todas as outras variáveis no sistema e responde apenas ao seu próprio choque exógeno. Este pressuposto resulta dos “decisores políticos e dos legisladores levarem mais de um trimestre a compreenderem um choque sobre o PIB, a decidir sobre quais as medidas orçamentais, se alguma, a implementar em resposta, a passar essas medidas pela legislatura e a realmente implementá-las” (Blanchard e Perotti 2002, p. 1334). Além disso, este pressupõe que as decisões sobre as taxas de imposto só são tomadas após a despesa do governo estar definida (Fatás e Mihov, 2001). 23 Esta é a ordem normalmente usada nos artigos que utilizam a abordagem recursiva para estimar o valor dos multiplicadores orçamentais (ver, por exemplo, Fatás e Mihov (2001) e Pereira e Sagalés (2011)). Como a ordem das variáveis pode influenciar os resultados, na subseção 4.4 será testado a robustez dos resultados obtidos através uma ordenação diferente das variáveis. 41 4.1. Os efeitos dos choques orçamentais sobre o PIB em períodos de expansão e de recessão. Os resultados obtidos da estimação do modelo VAR utilizando as variáveis despesa do governo, receita de impostos e PIB são apresentados nas duas tabelas seguintes em função do estado da economia. Tabela 13: Resultado da Estimação em períodos de recessão 26 - amostra completa. 26 Para o modelo VAR ser válido, a amostra relativa aos períodos em recessão teve de ser reduzida para 2001:1 a 2012:2. 42 Tabela 14: Resultado da Estimação em períodos de expansão - amostra completa. Um choque numa dada variável afeta não só diretamente essa variável, como é transmitido para as restantes variáveis endógenas através da estrutura dinâmica do VAR. Uma forma de interpretar estes resultados é através da análise das funções de resposta ao impulso obtidas através da abordagem VAR recursiva. As funções de resposta ao impulso captam a resposta acumulada das variáveis no sistema a um “choque orçamental estrutural”. No entanto, é importante salientar que elas trançam apenas os efeitos de um choque que teve lugar num único momento. A figura 1 mostra as funções de resposta ao impulso acumuladas do PIB a choques em 1 desvio padrão na despesa e na receita do governo em períodos de recessão e de expansão ao longo de 10 trimestres. 43 As linhas contínuas á azul nos gráficos correspondem à resposta acumulada do PIB a um choque nas variáveis da despesa e da receita. As linhas tracejadas a vermelho designam as margens de flutuação em mais ou menos dois desvios padrões em torno das respostas de impulso. Os períodos de expansão e de recessão estão discriminados no Anexo A.22. Como esperado, a resposta acumulada do PIB a um choque nas variáveis da despesa e da receita é muito maior em períodos de recessão do que em expansão. Em períodos de recessão, a figura 1 mostra que os cortes na despesa e os aumentos nos impostos podem ser bastante contracionistas. Em contrapartida, em períodos de expansão as funções de resposta ao impulso mostram que os aumentos nos impostos podem ser expansionistas, mesmo no impacto. Enquanto os cortes na despesa apesar de serem ligeiramente contracionistas no impacto, provocam o aumento do PIB nos trimestres sucedem o choque. No entanto, é importante referir que os valores reportados na figura anterior não correspondem aos valores dos multiplicadores orçamentais acumulados. Figura 1: Funções de resposta ao impulso acumuladas do PIB a choques na despesa e na receita do governo em períodos de recessão (lado esquerdo) e de expansão (lado direito). 44 Seguindo o procedimento usado em Pereira e Sagáles (2011), a resposta acumulada do PIB a um choque em um desvio padrão numa variável orçamental específica (despesa ou receita) é dividida pela resposta inicial dessa mesma variável orçamental ao seu próprio choque. Sendo o multiplicador desta variável orçamental o resultado da divisão do valor obtido na operação anterior pelo peso médio desta variável orçamental sobre o PIB. Os multiplicadores orçamentais acumulados obtidos através do procedimento anterior medem a variação percentual acumulada do PIB face a um choque inicial em 1% na variável orçamental em análise. A tabela seguinte apresenta os valores dos multiplicadores acumulados da receita e da despesa em períodos de recessão e de expansão. Tabela 15: Multiplicadores orçamentais acumulados em períodos de recessão (hiato do produto <0) e de expansão (hiato do produto> 0). Período Hiato do produto <0 Hiato do produto> 0 g t g t 1 0,60927 0,000 0,014 0,000 2 1,045 -0,176 -0,315 0,074 3 0,637 -0,132 -0,159 0,082 4 0,836 -0,109 -0,245 0,100 5 0,734 -0,132 -0,222 0,105 6 0,811 -0,121 -0,235 0,110 7 0,746 -0,126 -0,234 0,112 8 0,797 -0,122 -0,236 0,114 9 0,879 -0,126 -0,237 0,114 10 0,862 -0,123 -0,237 0,115 Fonte: Cálculos próprios. 27 Por exemplo, (0,003806 0,028958) 0,215746 = 0,609. 45 Os valores obtidos para os multiplicadores da receita e da despesa são consistentes com os valores estimados em Auerbache Gorodnichenko (2012), em Batini et al. (2012) e em Baum et al. (2012). Como se pode ver tabela anterior, tanto os multiplicadores da despesa como da receita são significativamente maiores em períodos de recessão. Este resultado é consistente com o argumento de que os efeitos de crowding out são menos aplicáveis em períodos de recessão devido ao excesso de capacidade disponível na economia. Em períodos de recessão, tanto os cortes na despesa como os aumentos nos impostos são contracionistas. No entanto, os valores estimados para o multiplicador da despesa são bastante maiores do que aqueles que foram obtidos para o multiplicador da receita. Isto significa que os cortes na despesa provocam uma maior contração do PIB e uma menor redução do rácio da dívida pública do que os aumentos nos impostos. Na verdade, os valores relativamente elevados que foram estimados para o multiplicador da despesa (por exemplo, o multiplicador da despesa acumulado no 2º trimestre é 1,045) indicam que os cortes na despesa podem levar ao aumento do rácio da dívida pública, porque os ganhos orçamentais serão parcialmente eliminados pela contração do PIB. Estes resultados sugerem que as consolidações orçamentais que ocorrem em períodos de recessão devem ser implementadas de forma gradual e sobretudo através do aumento de impostos de modo a minimizar a contração do PIB e a proporcionar uma maior redução do rácio da dívida pública. Em períodos de expansão, os resultados obtidos apontam para um multiplicador da despesa ligeiramente positivo no impacto (0,014), mas negativo nos trimestres que sucedem à resposta inicial ao choque. Do lado da receita, os valores estimados sugerem um multiplicador da receita neutro no impacto, mas positivo nos trimestres que sucedem à resposta inicial ao choque. Além disso, os resultados obtidos indicam que o multiplicador da despesa, regra geral, tende a ser maior do que o multiplicador da receita. De acordo com estes resultados, os efeitos de crowding out sobre os gastos privados podem ser significativos quando a economia está em expansão. 46 Ao mesmo tempo, estes sugerem que as consolidações orçamentais implementadas em períodos de expansão devem ser baseadas em cortes na despesa, porque proporcionam uma maior redução do rácio da dívida pública sem prejudicar o crescimento económico. Logo, este resultado é consistente, em parte, com os artigos que “defendem as consolidações orçamentais expansionistas”. Na verdade, os efeitos não-keynesianos da política orçamental revelados nos multiplicadores orçamentais em período de expansão podem ser explicados, em parte, pelo facto de 19 das 24 observações incluídas na amostra corresponderem a trimestres em que o rácio da dívida pública foi superior a 60% do PIB e 8 das 24 observações corresponderem a trimestre em que o rácio da dívida pública foi superior a 90% do PIB (ver Anexo A.22. e A.23.). 47 4.2.Os efeitos dos choques orçamentais sobre o PIB - antes e depois da crise financeira. Os resultados obtidos da estimação do modelo VAR utilizando as variáveis despesa do governo, receita de impostos e PIB são apresentados nas duas tabelas seguintes em função do período da amostra. Tabela 16: Resultado da Estimação para o período que antecede a crise financeira. 48 Tabela 17: Resultado da Estimação para o período que sucede a crise financeira. Figura 2: Funções de resposta ao impulso acumuladas do PIB a choques na despesa e na receita do governo para o período que antecede (lado esquerdo) e sucede (lado direito) a crise financeira. 49 Tabela 18: Multiplicadores orçamentais acumulados antes (2001:1 a 2008:1) e após (2008:2 a 2013:4) a crise financeira. Período 2001:1 - 2008:1 (1) 2008:2 - 2013:4 (2) (1)-(2)=(3) g t g t g t 1 0,461 0,000 0,326 0,000 0,135 0,000 2 0,176 -0,009 0,511 -0,335 -0,335 0,326 3 0,334 -0,003 0,258 -0,194 0,076 0,191 4 0,254 -0,007 0,492 -0,307 -0,238 0,300 5 0,293 -0,005 0,310 -0,236 -0,017 0,231 6 0,274 -0,006 0,444 -0,285 -0,170 0,279 7 0,283 -0,006 0,349 -0,252 -0,066 0,246 8 0,279 -0,006 0,415 -0,275 -0,136 0,269 9 0,281 -0,006 0,369 -0,259 -0,088 0,253 10 0,280 -0,006 0,401 -0,270 -0,121 0,264 Fonte: Cálculos próprios. Como se pode ver na tabela anterior, os cortes na despesa e os aumentos nos impostos são sempre contracionistas, independentemente de a amostra estar limitada ao período que antecede ou sucede a crise financeira. Além disso, os valores obtidos para os multiplicadores da despesa são sempre maiores do que aqueles que foram estimados para o multiplicador da receita. Isto significa que os cortes na despesa provocam uma contração maior do PIB do que os aumentos nos impostos. No entanto, a crise provocou uma alteração nos valores assumidos pelos multiplicadores da despesa e da receita. Antes da crise, o multiplicador da despesa era 0,461 no impacto e 0,280 acumulado ao fim de 10 trimestres, enquanto o multiplicador da receita era neutro no impacto e -0,006 acumulado ao fim de 10 trimestres. Após a crise financeira, o multiplicador da despesa diminui para 0,326 no impacto, mas o multiplicador acumulado ao fim de 10 trimestres aumentou para 0,401. Em 50 contrapartida, o multiplicador da receita continuou a ser neutro no impacto, porém o multiplicado acumulado ao fim de 10 trimestres aumentou para -0,270. Em termos gerais, ambos os multiplicadores orçamentais aumentaram com a crise, porém, em termos relativos, o aumento foi mais acentuado nos multiplicadores da receita. Estes resultados confirmam o argumento de que os multiplicadores orçamentais tendem a aumentar quando se verificam as seguintes condições: em períodos de crescimento económico moderado ou negativo, quando a economia está sob uma armadilha de liquidez, confrontada com uma excesso de capacidade disponível e existe um elevado número de agentes com restrições ao crédito. 57 5. Conclusões Atualmente, a principal prioridade do governo português é a consolidação orçamental. Esta consiste em cortar na despesa e/ou em aumentar os impostos com o objetivo de reduzir o défice e a dívida. O objetivo desta dissertação é analisar os efeitos dos cortes na despesa e dos aumentos nos impostos sobre a atividade económica. Para o efeito estimou-se o valor dos multiplicadores da receita e da despesa em Portugal através de um modelo VAR. Em termos gerais, os resultados empíricos revelaram que tanto os multiplicadores da despesa como da receita aumentaram com a crise. Estes resultados confirmam o argumento de que os multiplicadores orçamentais tendem a aumentar quando se verificam as seguintes condições: em períodos de crescimento económico moderado ou negativo, quando a economia está sob uma armadilha de liquidez, confrontada com uma excesso de capacidade disponível e existe um elevado número de agentes com restrições ao crédito. Outro resultado importante está relacionado com o facto dos multiplicadores da despesa serem consideravelmente maiores do que os multiplicadores da receita. Isto significa que os ajustamentos baseados em cortes na despesa podem resultar numa contração maior do PIB do que as consolidações baseadas no aumento de impostos. Esta evidência contraria a hipótese das “consolidações orçamentais expansionistas” segundo a qual os cortes na despesa são mais eficazes na estabilização da dívida, assim como a evitar recessões económicas. Por fim, os resultados obtidos revelaram que os multiplicadores orçamentais são muito maiores quando a economia está em recessão. Com efeito, o elevado valor dos multiplicadores da despesa em períodos de recessão sugere que os cortes na despesa são bastante contracionistas podendo em alguns casos resultar no aumento do rácio da dívida pública devido ao facto dos ganhos orçamentais poderem ser parcialmente eliminados pela contração do PIB. De acordo com estes resultados, a melhor forma de minimizar os custos da consolidação orçamental sobre a atividade económica e de maximizar a redução do rácio da dívida pública é implementar um ajustamento orçamental baseado sobretudo no aumento de impostos. 58 No entanto, os resultados obtidos nesta dissertação devem ser interpretados com cautela. Segundo a literatura, as diferentes componentes da despesa e da receita podem ter efeitos diferentes sobre a atividade económica. Por exemplo, Alesina e Perotti (1995) reconhecem que os cortes no investimento público podem ser contracionistas defendendo, no entanto, que os cortes nos programas de transferências, nos salários e no número de funcionários públicos podem ser expansionistas. Além disso, Favero e Giavazzi (2007) mostram que a omissão do feedback da dívida pode resultar em estimativas incorretas sobre os efeitos dinâmicos dos choques orçamentais. Pelo facto dos modelos VAR que omitem o feedback da divida não conseguirem acompanhar a dinâmica da dívida que surge na sequência do choque orçamental e ignoram a possibilidade dos impostos, dos gastos do governo e das taxas de juro (custo médio do serviço da dívida) poderem responder ao nível da dívida pública. Uma consequência de tal enviesamento nas estimativas é que as respostas ao impulso são por vezes calculadas ao longo de caminhos de dívida insustentáveis. Por fim, o método com que os multiplicadores orçamentais foram estimados para os períodos de recessão e de expansão não é o mais adequado, porque não tem em consideração o facto de um choque orçamental poder fazer com que a economia mude de um estado de expansão para um de recessão (e vice versa). 59 6. Bibliografia Alesina, A., C. Favero e F. Giavazzi (2012), “The Output Effect of Fiscal Consolidations”, National Bureau of Economic Research, NBER Working Papers, Nº 18336, Agosto. Alesina, A. e S. Ardagna (2012), “Large Changes in Fiscal Policy: Taxes versus Spending”, National Bureau of Economic Research, NBER Working Paper, Nº 18423, Setembro. Alesina, A. e S. Ardagna (2010), “Large Changes in Fiscal Policy: Taxes versus Spending”, National Bureau of Economic Research, NBER Chapters, in: Tax Policy and the Economy, Vol. 24, pp. 35-68. Alesina, A. e S. Ardagna (2009), “Large Changes in Fiscal Policy: Taxes versus Spending”, National Bureau of Economic Research, NBER Working Paper, Nº 15438, Outubro. Alesina, A., S. Ardagna, R. Perotti e F. Schiantarelli (2002), “Fiscal Policy, Profits and Investment", American Economic Review, Vol. 92, Nº 3, pp. 571-589. Auerbach, A. J. e Y. Gorodnichenko (2013), “Output spillovers from fiscal policy”, American Economic Review, Vol. 103, Nº 3, pp. 141-146. Auerbach, A. J. e Y. Gorodnichenko (2012), “Fiscal Multipliers in Recession and Expansion”, National Bureau of Economic Research, NBER Chapters, in: Fiscal Policy after the Financial Crisis, pp. 63-98. Baker, D. (2010), “The Myth of Expansionary Fiscal Austerity”, Centre for Economic Policy Research, Outubro. 60 Barro, R. J. e C. J. Redlick. (2011), “Macroeconomic effects from government purchases and taxes”. Quarterly Journal of Economics, Vol. 126, Nº 4, pp. 51–102. Batini, N., Callegari, G., Melina, G. (2012), “Successful Austerity in the United States, Europe and Japan”, International Monetary Fund, IMF Working Paper, Nº 190, Julho. Baum, A., M. Poplawski-Ribeiro e A. Weber (2012), “Fiscal Multipliers and the State of the Economy”, International Monetary Fund, FMI Working Paper, Nº 286, Dezembro. Beetsma, R. e M. Giuliodori (2011), “The Effects of Government Purchases Shocks: Review and Estimates for the EU”, The Economic Journal, Vol. 121, Nº 550, pp. F4-F32. Blanchard, O. e D. Leigh (2013), “The Growth Forecast Errors and Fiscal Multipliers”, International Monetary Fund, FMI Working Paper, Nº 1, Janeiro. Blanchard, O. e R. Perotti (2002), “An Empirical Characterization of the Dynamic Effects of Changes in Government Spending and Taxes on Output”, MIT Press, The Quarterly Journal of Economics, Vol. 117, Nº 4, pp. 1329-1368. Blanchard, O. (2010), “Can Severe Fiscal Contractions Be Expansionary? Talesof two Small European Countries”, National Bureau of Economic Research, NBER Chapters, in NBER Macroeconomics Annual 1990, Vol. 5, pp. 111-116. Burriel, P., F. de Castro, D. Garrote, E. Gordo, J. Paredes e J. J. Pérez (2010), “Fiscal Policy Shocks in the Euro Area and the US – An Empirical Assessment”, Institute for Fiscal Studies, Fiscal Studies, Vol. 31, Nº 2, pp. 251-285. Braun, P. A. e S. Mittnik (1993), “Misspecifications in vector autoregressions and their effects on impulse responses and variance decompositions”, Journal of Econometrics, Vol. 59, pp. 319-341. 61 Broadbent, B. e K. Daly (2010), “Limiting the Fall-Out from Fiscal Adjustment”, Goldman Sachs Global Economics, Commodities and Strategy Research, Global Economics Paper, Nº 195. Caldara, D. e C. Kamps (2008), “What are the effects of Fiscal Policy Shcoks? A VARbased comparative Analysis,” Banco Central Europeu, ECB Working Paper Series, No. 877, Março. Cogly, T. F. e S. F. Leroy (1985), “Atheoretical macroeconomics: a critique”, Journal of Monetary Economics, Vol. 16, Nº 3, pp. 283-308. Comissão Europeia (2012), “Report on Public finances in EMU”, European Economic Series, Abril. Christiano, L., M. Eichenbaum e S. Rebelo (2011), “When is the Government Spending Multiplier Large?”, University of Chicago Press, Journal of Political Economy, Vol. 119, No. 1, pp. 78-121. Corsetti, G., K. Kuester, A. Meier e G. J. Muller (2012a), “Sovereign Risk, Fiscal Policy, and Macroeconomic Stability”, International Monetary Fund, FMI Working Papers, Nº 33, Janeiro. Corsetti, G., A. Meier e G. J. Muller (2012b), “What Determines Government Spending Multipliers?”, Centre for Economic Policy Research, CEPR Discussion Papers, Nº 9010, Março. De Castro, F. e L. Fernández (2013), “The Effects of Fiscal Shocks on the Exchange Rate in Spain,” The Economic and Social Review, Vol. 44, Nº 2, pp. 151-180. De Castro, F. e P. H. De Cos (2008), “The economic effects of fiscal policy: the case of Spain”, Journal of Macroeconomics, Vol. 30, pp. 1005-1028. 62 DeLong, J. B. e L. H. Summers (2012), “Fiscal Policy in a Depressed Economy”, The Brooking Institution, Booking Papers on Economic activity, Spring 2012, pp. 233-297. Eggertsson, G. B. e P. Krugman (2012),”Debt, Deleveraging and the Liquidity Trap", The Quarterly Journal of Economics, Vol. 127, Nº 3, pp. 1469-1513. Eggertsson, G. B. (2011), “What Fiscal Policy is Effective at Zero Interest Rates?”, National Bureau of Economic Research, NBER Chapters, in: NBER Macroeconomics Annual 2010, Vol. 25, pp. 59-112. Erceg, J. C. , J Linde (2014), “Is there a fiscal free lunch in a liquidity trap?”, Journal of the European Economic Association, Vol. 12, Nº 1, pp. 73–107. Erceg, J. C. e J. Linde (2013), “Fiscal consolidation in a currency union: Spending cuts vs. tax hikes”, Journal of Economic Dynamics & Control, Vol. 37, pp. 422–445. Farhi, E. e I. Werning (2012), “Fiscal Multipliers: Liquidity Traps and Curency Unions”, National Bureau of Economic Research, NBER Working Paper, Nº 18381, Setembro. Fatás, A. e I. Mihov (2001), “The Effects of Fiscal Policy on Consumption and Employment: Theory and Evidence”, Centre for Economic Policy Research, CEPR Discussion Papers, Nº. 2760, Abril. Favero, C. e F. Giavazzi (2012), “Measuring Tax Multipliers: the Narrative Method in Fiscal VARs”, American Economic Journal: Economic Policy, Vol. 4, Nº. 2, pp. 69-94. Favero, C. e F. Giavazzi (2007), “Debt and the Effects of Fiscal Policy”, Centre for Economic Policy Research, CEPR Discussion Papers, No. 6092, Fevereiro. FMI (2012a), “World Economic Outlook, October 2012: Coping with High Debt and Sluggish Growth”, World Economic and Financial Survey, Outubro. 63 FMI (2012b), “Fiscal Monitor - Balancing Fiscal Policy risks”, World Economic and Financial Surveys, Abril. FMI (2010), “Will it Hurt? Macroeconomic Effects of Fiscal Consolidation”, World Economic Outlook, Capitulo 3. Galí, J., J. D. L. Salido e J. Vallés (2007), “ Understanding the effects of government spending on consumption”, Journal of the European Economic Association, Vol. 5, Nº 1, pp. 227-270. Giavazzi, F. e M. Pagano (1990), “Can Severe Fiscal Contractions Be Expansionary? Tales of Two Small European Countries”, National Bureau of Economic Research, NBER Chapters, in: NBER Macroeconomics Annual 1990, Vol. 5, pp. 75-122. Giordano, R., S. Momigliano, S. Neri e R. Perotti (2007), “The effects of fiscal policy in Italy: Evidence from a VAR model”, European Journal of Political Economy, Vol. 23, pp. 707-733. Guajardo, J., D. Leigh e A. Pescatori (2011), “Expansionary Austerity: New International Evidence”, International Monetary Fund, FMI Working Paper, Nº 158, Julho. Hagen, J. V. e R. R. Strauch (2001), “Fiscal Consolidations: Quality, Economic Conditions, and Success”, Public Choice, Vol. 109, Nº 3-4, pp. 327-346. Ilzetzki, E., E. G. Mendoza, C. A. Végh (2013), “How big (small?) are fiscal multipliers?”, Journal of Monetary Economics, Vol. 60, pp. 239-254. Jayadev, A. e M. Konczal (2010), “When is Austerity Right?: In Boom, Not Bust,” Challenge, M.E. Sharpe, Inc., Vol. 53, Nº 6, pp. 37-53, Novembro. Kumar, M. S. e J. Woo (2010), “Public Debt and Growth”, Fundo Monetário Internacional, IMF Working Paper, Nº 174, Julho. 64 Mountford, A. e H. Ughlig (2009), “What Are the Effects of Fiscal Policy Shocks?”, Journal of Applied Econometrics, Vol. 24, Nº 6, pp. 960-992. Pereira, A. M. e O. R. Sagalés (2011), “Long-Term Effects of Fiscal Policies in Portugal”, Journal of Economic Studies, Vol. 38, Nº 1, pp.114-127. Perotti, R. (2005), “Estimating the Effects of Fiscal Policy in OECD Countries”, Centre for Economic Policy Research, CEPR Discussion Papers, Nº 4842, Janeiro. Perotti, R. (2012), “The effects of Tax Shocks on Output: Not So Large, But Not Small Either”, American Economic Journal: Economic Policy 2012, Vol. 4, Nº 2, pp. 214-237. Perotti, R. (2011), “The “Austerity Myth”: Gain Without Pain”, National Bureau of Economic Research, NBER Working Papers, Nº 17571, Novembro. Perotti, R. (1999), “Fiscal policy in good times and bad”, The Quarterly Journal of Economics, Vol. 114, Nº 4, pp. 1399-1436. Vranceanu, R. e D. Besancenot (2012), “The spending multiplier in a time of massive public debt: the euro area case”, Applied Economics Letters, Vol. 20, Nº 8, pp. 758-762. Ramey, V. A. (2011a), “Can Government Purchases Stimulate the Economy?”, Journal of Economic Literature, Vol. 49, Nº 3, pp. 673-685. Ramey, V. A. (2011b), “Identifying Government Spending Shocks: It’s All in the Timing”. The Quarterly Journal of Economics, Vol. 126, Nº 1, pp. 1-50. Ramey, V. A. e M. D. Shapiro (1998), “Costly Capital Realloation and the Effects of Government Spending”, Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy, Vol. 48, pp. 15-194. 65 Romer, C. D. e D. H. Romer (2010), “The Macroeconomic Effects of Tax Changes: Estimates Based on a New Measure of Fiscal Shocks”, American Economic Review, Vol.100, Nº 3, pp. 763-801. Schwarz, G. (1978), “Estimating the Dimension of a Model”, The Annual of Statistic, Vol. 6, Nº 2, pp. 461-464. Sims, C. A. (1980), “Macroeconomics and Reality”, Econometrica, Vol. 48, Nº 1, pp. 148. Sutherland, A. (1997), “Fiscal crises and aggregate demand: can high public debt reverse the effects of fiscal policy?”, Journal of Public economics, Vol. 65, pp.147-162. Westphal, C. C. e P. Rother (2012), “The impact of high government debt on economic growth and its channels: An empirical investigation for the euro area”, European Economic Review, Vol. 56, Nº 7, pp. 1392–1405. 66 7. Fontes dos dados Estatísticas do Eurostat em, http://appsso.eurostat.ec.europa.eu/nui/show.do?dataset=gov_q_ggnfa&lang=en, acedido em 1 de Setembro de 2014. Estatísticas do Banco de Portugal em, http://www.bportugal.pt/EstatisticasWeb/(S(fklx4k45tkjhhf55ebdmiyeb))/FiltroSeries.a spx?DescSerie=interest%20rate%20government&Periodicidade=&Fonte=&Unidade=, acedido em 1 de Setembro de 2014. 73 A.11. Testes à distribuição normal dos resíduos - 2008:2 a 2013:4 (inclui a taxa de juro). A.12. Testes à autocorrelação, quando o hiato do produto <0 - 2001:1 a 2012:2. 74 A.13. Testes à autocorrelação, quando o hiato do produto> 0 - 2001:1 a 2013:4. A.14. Testes à autocorrelação - 2001:1 a 2008:1. 75 A.15. Testes à autocorrelação - 2008:2 a 2013:4. A.16. Testes à autocorrelação dos resíduos - 2008:2 a 2013:4 (inclui a taxa de juro). 76 A.17. Testes à heteroscedasticidade dos resíduos, quando o hiato do produto <0 - 2001:1 a 2012:2. A.18. Testes à heteroscedasticidade dos resíduos, quando o hiato do produto> 0 - 2001:1 a 2013:4. A.19. Testes à heteroscedasticidade dos resíduos - 2001:1 a 2008:1. 77 A.20. Testes à heteroscedasticidade dos resíduos - 2008:2 a 2013:4. A.21.Testes à heteroscedasticidade dos resíduos - 2008:2 a 2013:4 (inclui taxa de juro). A.22. Períodos de expansão e de recessão. Expansão Recessão Trimestres 2001:3; 2001:4; 2002:1; 2002:2; 2002:3; 2005:2; 2006:4; 2007:1; 2007:2; 2007:3; 2007:4; 2008:1; 2008:2; 2008:3; 2008:4; 2010:1; 2010:2; 2010:3; 2010:4; 2011:1; 2011:2; 2001:1; 2001:2; 2002:4; 2003:1; 2003:2; 2003:3; 2003:4; 2004:1; 2004:2; 2004:3; 2004:4; 2005:1; 2005:3; 2005:4; 2006:1; 2006:2; 2006:3; 2009:1; 2009:2; 2009:3; 2009:4; 78 2011:3; 2011:4; 2012:1; 2013:4. 2012:2; 2012:3; 2012:4; 2013:1; 2013:2; 2013:3. A.23. Rácio da dívida em Portugal – 2001:1 a 2013:4. Trimestre Rácio da dívida pública 2001:1 50,4 2001:2 51,4 2001:3 52,7 2001:4 53,8 2002:1 53,0 2002:2 54,0 2002:3 55,5 2002:4 56,8 2003:1 58,5 2003:2 57,8 2003:3 59,4 2003:4 59,4 2004:1 59,4 2004:2 61,0 2004:3 61,4 2004:4 61,9 2005:1 62,6 2005:2 63,9 2005:3 66,7 2005:4 67,7 2006:1 67,8 2006:2 69,7 2006:3 69,1 2006:4 69,4 2007:1 67,5 79 2007:2 67,5 2007:3 67,9 2007:4 68,4 2008:1 67,6 2008:2 68,8 2008:3 69,3 2008:4 71,7 2009:1 74,7 2009:2 80,4 2009:3 80,2 2009:4 83,7 2010:1 84,7 2010:2 88,2 2010:3 91,5 2010:4 94,0 2011:1 95,1 2011:2 107,0 2011:3 110,7 2011:4 108,2 2012:1 111,9 2012:2 118,0 2012:3 120,5 2012:4 124,1 2013:1 127,4 2013:2 131,3 2013:3 128,8 2013:4 128,9