4.7 Análise dos Efeitos da Crise da Argentina (2001) nos Processos de Transmissão de Choques

A economia argentina sofreu fortemente com a instabilidade nos seus mercados financeiros no segundo semestre do ano de 2001. Em Novembro de 2001 assistiu-se à desvalorização do peso e ao anúncio da incapacidade do país para cumprir os pagamentos da dívida externa. Na sequência de sucessivas vagas de fugas de capitais, foram introduzidos mecanismos de controlo de capitais no dia 1 de Dezembro de 2001. A lei marcial foi decretada no dia 18 de Dezembro de 2001 depois de protestos violentos e pilhagens de estabelecimentos comerciais. Dois dias depois o presidente da Argentina demitiu-se. No dia 23 de Dezembro foi anunciada a suspensão dos pagamentos da dívida, o peso passou a um regime de flutuação cambial no dia 2 de Janeiro de 2002 e no dia 1 de Fevereiro foram implementadas medidas legislativas no sentido de restringir os levantamentos de depósitos bancários. Ainda assim, nos dois meses seguintes, os levantamentos fizeram diminuir em 30 por cento os montantes em depósito. Ainda que com menor gravidade, os efeitos da crise continuaram a manifestar-se durante o ano de 2002: em Abril, a actividade bancária foi temporariamente suspensa e, em Novembro, o país viu-se incapaz de assegurar a ajuda do FMI por ter falhado o pagamento de uma dívida de 800 milhões de dólares ao Banco Mundial.

Allsopp (2003) e De la Torre et al. (2003) apresentam maiores desenvolvimentos acerca do desenrolar da crise na Argentina.

Neste caso, seleccionamos como período de crise as observações correspondentes ao período mais crítico da crise que se encontram entre o dia 14 de Dezembro de 2001 e o dia 28 de Fevereiro de 2002. Pelas mesmas razões que presidiram à escolha na crise de 11 de Setembro de 2001, escolhemos como período de controlo o intervalo de tempo que se encontra entre os dias 10 de Julho de 2000 e 29 de Junho de 2001.

No período de referência da crise da Argentina, foi substancial o nível de dependência linear entre os mercados: o rácio de verosimilhança atingiu um valor elevado e todos os valores apresentaram-se positivos e estatisticamente significativos pelo menos a 10%, sendo de destacar os valores excepcionalmente elevados da correlação observada entre o Reino Unido e a generalidade dos mercados e da correlação entre Portugal e Espanha, bem como entre estes países e os mercados da Alemanha e França (ver tabelas 4.57-4.59, a seguir). Mesmo as correlações em relação ao mercado de acções dos EUA, tradicionalmente mais moderadas (consultar a tabela de correlações 4.2, respeitante ao período completo da amostra, apresentada anteriormente), atingiram valores mais elevados.

Durante o período de crise, os níveis de dependência linear entre os mercados não só não se alteraram de forma substancial como não é possível discernir um padrão claro nas alterações verificadas. Dos 36 coeficientes, 14 viram diminuir o seu valor contra 21 que o viram aumentar. As alterações verificadas, com a excepção de um único caso, não são estatisticamente significativas.

O valor do indicador de Erb et al. (1998), mais concretamente da média móvel adoptada, não registou qualquer acréscimo por ocasião do período de crise da Argentina (ver gráfico 4.1, apresentado anteriormente) o que sustenta os resultados obtidos a partir dos coeficientes de correlação convencionais.

Assim, dos resultados apresentados, pode-se deduzir que a comparação dos coeficientes de correlação entre o período tranquilo e o período da crise da Argentina não proporciona evidências de contágio entre os mercados de acções dos países desenvolvidos.

A crise da Argentina não teve praticamente efeitos no que respeita à alteração das distribuições de probabilidade dos mercados (ver tabela 4.60, abaixo). Os testes de Kolmogorov-Smirnov realizados mostram que a distribuição de probabilidades de todos os mercados durante o período de crise não se distingue significativamente da evidenciada durante o período tranquilo. Na comparação com todo o período da amostra, as conclusões são semelhantes para todos os mercados, com excepção da Grécia, que regista alterações com um nível de significância entre 5% e 10%. Por este motivo, não se pode concluir pela existência de contágio aferido pela alteração significativa das distribuições de probabilidade das rendibilidades.

Os dados constantes da tabela 4.61 apresentada a seguir permitem concluir que, em termos gerais, a crise da Argentina não teve um impacto significativo em termos de alteração da frequência de observações extremas, independentemente da referência adoptada e do sinal das observações extremas (negativo ou positivo). Em todo o período de crise observaram-se, em média, 0,65 mercados por sessão com rendibilidades extremas quando o valor esperado se aproxima da unidade. A maioria dos países registou uma frequência de observações extremas abaixo da média. As excepções são o mercado da Espanha, Alemanha e, em particular, a Irlanda. Este último país apresentou uma frequência de observações extremas 50% acima do esperado.

Embora o aumento da frequência de observações extremas não pareça ser significativo, é importante analisarmos o grau de coincidência temporal entre essas observações para nos pronunciarmos quanto ao contágio.

Da tabela 4.62, apresentada a seguir, constam dados referentes à associação temporal das rendibilidades extremas. Esses dados mostram que o grau de coincidência no tempo entre as rendibilidades extremas foi muito baixo. Em apenas 1% das sessões, durante a crise da Argentina, foi possível observar quatro ou mais mercados com rendibilidades extremas. A associação temporal entre as rendibilidades é maior quando estas são positivas (2,1% das sessões com, pelo menos, quatro mercados nesta situação) do que quando são negativas (não existiu qualquer sessão em que, pelo menos, quatro mercados mostrassem rendibilidades extremas negativas).

Em resumo, pode-se concluir que a inexistência de um aumento na frequência das rendibilidades extremas e no grau de coincidência temporal das mesmas é indiciador de que o fenómeno de contágio, na acepção correspondente às teorias de valor extremo, não esteve presente durante a crise da Argentina.

No período tranquilo, as variáveis sob análise mostraram-se estacionárias – os testes de estacionariedade não permitiram rejeitar a hipótese nula a um nível suficientemente reduzido de significância estatística – e cointegradas entre si – os testes de cointegração aplicados (o teste de maximização do lambda e o trace test) evidenciam relações de cointegração bivariada em todos os casos analisados. Estes resultados permitem-nos afirmar que existiram, ao longo do período tranquilo, relações estáveis entre todas as variáveis da amostra.

No entanto, esta situação sofreu alterações ao longo do período da crise da Argentina. Os testes de estacionariedade não permitem rejeitar a existência de raízes unitárias em cinco dos nove mercados. Os mercados de Portugal, Irlanda, Reino Unido e Estados Unidos permanecem estacionários, mas Espanha, Grécia e França exibem agora uma raíz unitária enquanto que os mercados do Japão e da Alemanha são, segundo os testes, variáveis integradas de ordem dois e três, respectivamente.

Apesar das alterações verificadas na estacionariedade das variáveis, os testes de cointegração continuam a indiciar a permanência das relações de estabilidade entre os mercados a que fizemos referência. Os testes de Máxima Verosimilhança de Johansen permitem rejeitar a hipótese de inexistência de relações de cointegração entre todos os mercados.

O número de relações de causalidade de Granger entre as rendibilidades dos países da amostra aumentou, de forma sensível, durante o período da crise da Argentina quando comparado com o que se verificou durante o período tranquilo (passaram de 26 para 38) (ver tabelas 4.63 e 4.64, a seguir). No período tranquilo merecem ser destacados o caso do mercado dos EUA, por ser o mercado mais influente na medida em que “causa” todos os outros mercados, e o caso do mercado da Grécia por não exercer uma influência significativa em qualquer dos restantes mercados da amostra. A evolução entre período tranquilo e período de crise mostra que o aumento das relações de causalidade se estendeu à generalidade dos mercados com a excepção dos mercados dos EUA (que passou a “causar” não 8 mas 7 mercados) e da Irlanda (que, em vez de 3, passou a “causar” 2 mercados). Durante a crise da Argentina, o país mais influente continuou a ser os EUA, agora acompanhado do Reino Unido (“causam” 7 mercados, cada) enquanto que os países menos influentes passaram a ser Portugal e Irlanda “causando” dois mercados cada.

No que diz respeito à evolução do número de mercados cujas rendibilidades exercem efeitos significativos sobre as rendibilidades dos mercados da amostra, constata-se que se verificou um aumento entre o período tranquilo e o período da crise da Argentina, para a generalidade dos mercados. Merece ser referido que o padrão da evolução das causalidades parece indicar uma alteração na hierarquia da importância dos mercados entre os dois períodos em comparação. Assim, enquanto que no período tranquilo, os EUA se constituíam como o mercado sujeito a menos influências externas, a julgar pelo número de mercados que sobre ele exerciam efeitos significativos (apenas um mercado, o do Reino Unido), já no período da crise da Argentina surge como um dos mercados mais influenciados: apenas não é influenciado a um nível estatisticamente significativo pelo mercado da Irlanda. Em sentido contrário, o Japão, cujo mercado durante o período tranquilo era “causado” por 7 outros mercados passou, durante a crise da Argentina, a ser “causado” por apenas dois mercados, mais concretamente pelos mercados do Reino Unido e EUA.

Pode-se concluir que a comparação dos padrões de causalidade sugere que as relações entre os mercados da amostra se alteraram de forma significativa no período da crise da Argentina no sentido de um aumento da interdependência entre os vários mercados da amostra.

Durante o período tranquilo seleccionado como referência para a crise da Argentina, é possível observar 18 reacções significativas através das funções de resposta a impulsos, calculadas a partir do modelo VAR (tabela VII.7 no anexo VII). As reacções são de curto prazo, com uma duração com significado durante um único período exceptuando apenas a reacção ao choque de uma variação no mercado dos EUA sobre o mercado de Portugal que se prolonga por duas sessões. No final de 4 sessões, os efeitos decorrentes de inovações noutros mercados desaparecem por completo. Constata-se ainda que o mercado dos EUA é o mais influente da amostra (as variações deste mercado repercutem-se, com significado, em todos os restantes países) e o que apresenta maior grau de autonomia (não reage significativamente às variações nos restantes mercados) enquanto que as alterações nas rendibilidades dos mercados da Grécia, Irlanda e França não produzem efeitos significativos em nenhum dos restantes mercados. Tal como sucedia na crise de 11 de Setembro, as funções de resposta a impulsos calculadas para o período da crise da Argentina não permitem distinguir nenhuma reacção significativa entre os nove países da amostra. A conclusão a retirar da utilização deste instrumento de análise, no caso da crise da Argentina, é semelhante. As funções de resposta a impulsos, para a crise da Argentina, revelam valores muito baixos, próximos de zero, em praticamente todos os casos sob análise. Ora, a técnica das funções de resposta a impulsos não é conveniente para captar os efeitos temporais de choques em períodos relativamente curtos como o da crise da Argentina, que constitui, em conjunto com o período correspondente à crise de 11 de Setembro, o período de menor duração sob análise. Para salientar as semelhanças com o que foi referido a propósito da crise de 11 de Setembro, deve ser notado que, se se alterasse o critério de significado estatístico dos intervalos de variação de dois desvios-padrão para apenas um desvio-padrão, passaria a existir apenas uma reacção significativa entre os mercados da amostra (a reacção do mercado de Portugal a um choque proveniente de França). A título de ilustração das relações entre os mercados que acabamos de caracterizar apresentam-se, nos gráficos 4.12 e 4.13, as funções de resposta a impulsos da Alemanha em reacção a uma variação na rendibilidade do mercado da França.

A comparação da decomposição da variância, no período da crise da Argentina, face ao período considerado tranquilo, mostra que se assistiu a alterações sensíveis nas relações entre os mercados da amostra (ver tabelas VI.55-VI.63 no anexo VI). No período de crise, as variâncias tendem a ser explicadas em maior proporção pelas inovações ocorridas nos restantes mercados, o que pode ser entendido como uma diminuição do grau de independência entre os mercados. Embora este seja o padrão que se verifica genericamente, os mercados de Portugal, Grécia e Japão destacam-se pelo grau de autonomia relativamente elevado enquanto que os mercados de acções da França e do Reino Unido merecem ser referidos porquanto registaram um menor grau de independência.

Pode-se concluir, a partir das funções de resposta a impulsos e da decomposição da variância do modelo VAR, que a autonomia entre os mercados diminuiu no decorrer da crise da Argentina, embora a curta duração do período de crise não permita definir com grau razoável de certeza o sentido das interacções existentes entre os mercados da amostra.