Inclusão financeira e inadimplência bancária: Assimetria das respostas em crises

Shinkoda, Marcelo Henrique; Braga, Marcelo José; Bressan, Valéria Gama Fully

doi:10.5935/0034-7140.20220012

Marcelo Henrique Shinkoda marceloshinkoda@hotmail.com

Pesquisador independente. Ipatinga, MG, Brasil. 0000-0002-4106-7741

† O presente trabalho foi realizado com apoio da Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior – Brasil (CAPES) – Código de Financiamento 001. Trabalho desenvolvido ao longo do doutoramento em Economia Aplicada no PPGEA-UFV.

http://orcid.org/0000-0002-4106-7741

Marcelo José Braga mjbraga@ufv.br

Instituto de Políticas Públicas e Desenvolvimento, Universidade Federal de Viçosa (UFV). Viçosa, MG, Brasil. 0000-0002-8161-405X

http://orcid.org/0000-0002-8161-405X

Valéria Gama Fully Bressan valeriafully@ufmg.br

Departamento de Ciências Contábeis, Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG). Belo Horizonte, MG, Brasil. 0000-0001-6340-9717

http://orcid.org/0000-0001-6340-9717

marceloshinkoda@hotmail.com

mjbraga@ufv.br

valeriafully@ufmg.br

Nota: Os testes de hipóteses, bem como suas estatísticas encontram-se na no ^Apêndice Apêndice Derivação do modelo empírico Seja dj,t≡d(qj,t,oj,t) a equação 1 do modelo onde d(qj,t,oj,t)=ln(sj,t/oj,t). Segue-se a mesma abordagem de Berry (1994), onde sj=euj/∑k=0Jeuk, a utilidade é dada por uj,t=δjt+ζigt+(1−σ)εij,t e δjt=βpj,t+x′j,tα+ξj. A partir destas considerações, temos uma distribuição logística, na qual precisamos analisá-la de forma linear. Um meio de fazer isso é calcular as razões de chances a favor a partir de sj=euj/∑k=0Jeuk. Considera-se que j é o produto a ser analisado dentro de um range que vai de 0 até k produtos, onde 0 é o bem externo. O primeiro ponto é considerar (normalizar) o bem externo à firma j igual a zero. Fazendo isso temos a seguinte sequência: s j = e u j ∑ k = 0 J e u k ≡ s j = e u j e u 0 + e u j . Normalizando o bem externo à zero, temos: (11) s j = e u j e 0 + e u j ≡ s j = e u j 1 + e u j . Veja que essa equação (11) é a parcela do bem sj,t. A parcela do bem externo ao bem sj,t é a subtração 1 – sj,t dada por: (12) o j , t = 1 − s j = 1 − e u j 1 + e u j = 1 1 + e u j . A partir da equação (12), o bem externo pode ser demonstrado tanto como 1 – sj, como 1/(1+euj) ou 1/∑k=0Jeuk. No artigo, optou-se pela primeira forma, pela simplicidade e por ser mais usual na literatura: (13) d ( q j , t , o j , t ) = s j 1 − s j = e u j ou l n ( s j , t o j , t ) = ln ( s j , t ) − ln ( s o , t ) = u j . Agora sim, na equação (13) temos a linearização do modelo Logit utilizando o mesmo procedimento de Berry (1994, equação 14). A partir de então apresenta-se as equações da tese. . Os valores mínimos e máximos representam as elasticidades mínimas e máximas de cada período analisado. Ponto é separador decimal.

Nota: Os testes de hipóteses, bem como suas estatísticas encontram-se na no ^Apêndice Apêndice Derivação do modelo empírico Seja dj,t≡d(qj,t,oj,t) a equação 1 do modelo onde d(qj,t,oj,t)=ln(sj,t/oj,t). Segue-se a mesma abordagem de Berry (1994), onde sj=euj/∑k=0Jeuk, a utilidade é dada por uj,t=δjt+ζigt+(1−σ)εij,t e δjt=βpj,t+x′j,tα+ξj. A partir destas considerações, temos uma distribuição logística, na qual precisamos analisá-la de forma linear. Um meio de fazer isso é calcular as razões de chances a favor a partir de sj=euj/∑k=0Jeuk. Considera-se que j é o produto a ser analisado dentro de um range que vai de 0 até k produtos, onde 0 é o bem externo. O primeiro ponto é considerar (normalizar) o bem externo à firma j igual a zero. Fazendo isso temos a seguinte sequência: s j = e u j ∑ k = 0 J e u k ≡ s j = e u j e u 0 + e u j . Normalizando o bem externo à zero, temos: (11) s j = e u j e 0 + e u j ≡ s j = e u j 1 + e u j . Veja que essa equação (11) é a parcela do bem sj,t. A parcela do bem externo ao bem sj,t é a subtração 1 – sj,t dada por: (12) o j , t = 1 − s j = 1 − e u j 1 + e u j = 1 1 + e u j . A partir da equação (12), o bem externo pode ser demonstrado tanto como 1 – sj, como 1/(1+euj) ou 1/∑k=0Jeuk. No artigo, optou-se pela primeira forma, pela simplicidade e por ser mais usual na literatura: (13) d ( q j , t , o j , t ) = s j 1 − s j = e u j ou l n ( s j , t o j , t ) = ln ( s j , t ) − ln ( s o , t ) = u j . Agora sim, na equação (13) temos a linearização do modelo Logit utilizando o mesmo procedimento de Berry (1994, equação 14). A partir de então apresenta-se as equações da tese. . Os valores mínimos e máximos representam as elasticidades mínimas e máximas de cada período analisado. Especificamente para os bancos públicos os períodos demonstrados estão limitados à um mínimo emáximo de 100 desvios padrões. Ponto é separador decimal.

Nota: Os testes de hipóteses, bem como suas estatísticas encontram-se na no ^Apêndice Apêndice Derivação do modelo empírico Seja dj,t≡d(qj,t,oj,t) a equação 1 do modelo onde d(qj,t,oj,t)=ln(sj,t/oj,t). Segue-se a mesma abordagem de Berry (1994), onde sj=euj/∑k=0Jeuk, a utilidade é dada por uj,t=δjt+ζigt+(1−σ)εij,t e δjt=βpj,t+x′j,tα+ξj. A partir destas considerações, temos uma distribuição logística, na qual precisamos analisá-la de forma linear. Um meio de fazer isso é calcular as razões de chances a favor a partir de sj=euj/∑k=0Jeuk. Considera-se que j é o produto a ser analisado dentro de um range que vai de 0 até k produtos, onde 0 é o bem externo. O primeiro ponto é considerar (normalizar) o bem externo à firma j igual a zero. Fazendo isso temos a seguinte sequência: s j = e u j ∑ k = 0 J e u k ≡ s j = e u j e u 0 + e u j . Normalizando o bem externo à zero, temos: (11) s j = e u j e 0 + e u j ≡ s j = e u j 1 + e u j . Veja que essa equação (11) é a parcela do bem sj,t. A parcela do bem externo ao bem sj,t é a subtração 1 – sj,t dada por: (12) o j , t = 1 − s j = 1 − e u j 1 + e u j = 1 1 + e u j . A partir da equação (12), o bem externo pode ser demonstrado tanto como 1 – sj, como 1/(1+euj) ou 1/∑k=0Jeuk. No artigo, optou-se pela primeira forma, pela simplicidade e por ser mais usual na literatura: (13) d ( q j , t , o j , t ) = s j 1 − s j = e u j ou l n ( s j , t o j , t ) = ln ( s j , t ) − ln ( s o , t ) = u j . Agora sim, na equação (13) temos a linearização do modelo Logit utilizando o mesmo procedimento de Berry (1994, equação 14). A partir de então apresenta-se as equações da tese. . Os valores mínimos e máximos representam as elasticidades mínimas e máximas de cada período analisado. Ponto é separador decimal.

Variáveis utilizadas na análise da demanda
Variáveis / Escala	Obs.	Média	Desvio Padrão	Min	Max
Outside – Good (%)	82.752	0,99	0,00	0,94	1,00
Parcela em relação ao M4 (%)	82.752	0,01	0,00	0,00	0,05
d_j,t (Escala logarítmica)	61.946	0,00	1,00	-8,64	4,41
Diversion Ratio – Banco Privado	5.807	0,00	1,00	-5,92	2,30
Diversion Ratio – Banco Público	96	0,00	1,00	-2,95	1,12
Diversion Ratio – Coop Crédito	56.043	0,00	1,00	-10,17	2,87
Empréstimos (Escala logarítmica)	61.946	16,08	2,38	-3,91	26,19
Preço (Escala logarítmica)	61.816	0,00	1,00	-20,32	17,13
Passivo dos bancos (Escala logarítmica)	49.989	0,00	1,00	-5,85	3,70
Renda dos clientes (Escala logarítmica)	50.609	0,00	1,00	-5,70	3,82
Classe (Escala logarítmica)	62.252	0,00	1,00	-48,53	0,65

Variáveis utilizadas na análise de Impulso Resposta
Variáveis / Escala	Obs.	Média	Desvio Padrão	Min	Max
Renda Líquida – TVM dos B. Públicos	48	24,72	2,76	22,56	35,07
Renda Líquida – TVM dos B Privados	48	18,54	2,76	16,44	28,80
Renda Líquida – TVM das C. Crédito Singular	48	12,11	2,93	9,61	23,39
Despesa Bruta – TVM dos B. Públicos	48	22,19	0,74	20,42	23,59
Despesa Bruta – TVM dos B. Privados	48	16,17	0,64	14,83	17,38
Despesa Bruta – TVM das C. Crédito Singular	48	8,00	0,88	5,80	10,51
Provisão B Público (Escala logarítmica)	48	25,52	2,78	23,19	35,80
Provisão B Privado (Escala logarítmica)	48	18,88	2,68	16,95	28,73
Provisão C Crédito (Escala Logarítmica)	48	14,55	2,94	11,82	25,63

Testes	Obs.	χ² OU F	P-Valor
Sargan-Hansen	45.735	0,00	1,00
Cragg-Donald (Wald) – Estatística F	45.739	3.795,64	0,00
Taxa de Desvio B. Privado– Estatística F	45.739	2.432,01	0,00
Taxa de Desvio B. Público – Estatística F	45.739	201,53	0,00
Taxa de Desvio Coop. Crédito – Estatística F	45.739	16.908,01	0,00
Price of Loans – Estatística F	45.739	1.168,59	0,00
Cragg-Donald (Wald) – Subidentificação	45.739	11.387,86	0,00
Ramsey RESET (k = 3)	45.739	2,78	0,10

Variável	Tipo de diferenciação	S. Wald	Sig.	Data Estimada da Quebra Estrutural
Elasticidade	Nível	93,39	***	2017 q3
Despesa G	Nível	77,24	***	2013 q2
Renda TVM G	Nível	97,14	***	2012 q1
Inadimplência G	Nível	146,96	***	2013 q2
Despesa P	Nível	41,17	***	2014 q4
Renda TVM P	Nível	17,77	***	2015 q3
Inadimplência P	Nível	154,35	***	2012 q3
Despesa C	Nível	37,10	***	2011 q4
Renda TVM C	Nível	93,71	***	2011 q4
Inadimplência P	Nível	134,15	***	2014 q2

Variável	Tipo de diferenciação	S. Wald	Sig.	P-valor	Data Estimada da Quebra Estrutural
Elasticidade	Primeira Diferença	2,70		0,61	-
Despesa G	Primeira Diferença	0,69		1,00	-
Renda TVM G	Primeira Diferença	0,22		1,00	-
Inadimplência G	Primeira Diferença	22,55	***	0,00	2016 q1
Inadimplência G	Segunda Diferença	0,48		1,00	-
Despesa P	Primeira Diferença	0,29		1,00	-
Renda TVM P	Primeira Diferença	0,16		1,00	-
Inadimplência P	Primeira Diferença	1,66		0,87	-
Despesa C	Primeira Diferença	0,52		1,00	-
Renda TVM C	Primeira Diferença	0,23		1,00	-
Inadimplência C	Primeira Diferença	1,05		1,00	-

Variável	Defasagens	Test	Sig
Elasticidade	1	-4,15	***
Despesa G	1	-2,97	**
Renda TVM G	1	-3,17	**
Inadimplência G	1	-8,54	***
Despesa P	1	-5,19	***
Renda TVM P	1	-4,63	***
Inadimplência P	1	-4,55	***
Despesa C	1	-7,45	***
Renda TVM C	1	-3,56	***
Inadimplência C	1	-4,80	***

Modelos	Matriz de Impacto Contemporâneo - RLTVM	Decomposição de Cholesky
Modelo 1	$\| \begin{matrix} E q / V a r & I & R & E \\ E q . I & 0, 02 * * * & 0 & 0 \\ E q . R & 1, 02 & 0, 12 * * * & 0 \\ E q . E & - 2, 05 * * * & - 0, 10 & 0, 10 \end{matrix} \|$	$\| \begin{matrix} \frac{E q}{V a r} & I & R & E \\ E q . I & 0, 02 & 0 & 0 \\ E q . R & - 0, 02 & 0, 12 & 0 \\ E q . E & 0, 04 & - 0, 01 & 0, 10 \end{matrix} \|$

	Matriz de Impacto Contemporâneo - DBTVM	Decomposição de Cholesky
Modelo 2	$\| \begin{matrix} \frac{E q}{V a r} & I & D & E \\ E q . I & 0, 02 * * * & 0 & 0 \\ E q . D & - 5, 22 * * * & 0, 16 * * * & 0 \\ E q . E & - 2, 35 * * * & 0, 04 & 0, 10 * * * \end{matrix} \|$	$\| \begin{matrix} \frac{E q}{V a r} & I & D & E \\ E q . I & 0, 02 & 0 & 0 \\ E q . D & 0, 10 & 0, 16 & 0 \\ E q . E & 0, 04 & - 0, 01 & 0, 10 \end{matrix} \|$

Modelos	Matriz de Impacto Contemporâneo - RLTVM	Decomposição de Cholesky
Modelo 1	$\| \begin{matrix} E q / V a r & I & R & E \\ E q . I & 0, 07 * * * & 0 & 0 \\ E q . R & - 0, 24 & 0, 18 * * * & 0 \\ E q . E & - 0, 34 * * & - 0, 02 & 0, 07 * * * \end{matrix} \|$	$\| \begin{matrix} E q / V a r & I & R & E \\ E q . I & 0, 07 & 0 & 0 \\ E q . R & 0, 02 & 0, 18 & 0 \\ E q . E & 0, 02 & 0, 00 & 0, 07 \end{matrix} \|$

	Matriz de Impacto Contemporâneo - DBTVM	Decomposição de Cholesky
Modelo 2	$\| \begin{matrix} \frac{E q}{V a r} & I & D & E \\ E q . I & 0, 07 * * * & 0 & 0 \\ E q . D & 0, 38 * * * & 0, 18 * * * & 0 \\ E q . E & - 0, 43 * * * & - 0, 22 * * * & 0, 07 * * * \end{matrix} \|$	$\| \begin{matrix} \frac{E q}{V a r} & I & D & E \\ E q . I & 0, 07 & 0 & 0 \\ E q . D & - 0, 03 & 0, 18 & 0 \\ E q . E & 0, 02 & 0, 04 & 0, 07 \end{matrix} \|$

Modelos	Matriz de Impacto Contemporâneo - RLTVM	Decomposição de Cholesky
Modelo 1	$\| \begin{matrix} \frac{E q}{V a r} & I & R & E \\ E q . I & 0, 02 * * * & 0 & 0 \\ E q . R & - 7, 98 * * & 0, 31 * * * & 0 \\ E q . E & - 0, 23 & - 0, 39 & 0, 09 * * * \end{matrix} \|$	$\| \begin{matrix} E q / V a r & I & R & E \\ E q . I & 0, 02 & 0 & 0 \\ E q . R & 0, 12 & 0, 31 & 0 \\ E q . E & - 0, 00 & - 0, 01 & 0, 09 \end{matrix} \|$

	Matriz de Impacto Contemporâneo - DBTVM	Decomposição de Cholesky
Modelo 2	$\| \begin{matrix} \frac{E q}{V a r} & I & D & E \\ E q . I & 0, 02 * * * & 0 & 0 \\ E q . D & 8, 44 * * * & 0, 27 * * * & 0 \\ E q . E & - 0, 25 & - 0, 09 * & 0, 09 * * * \end{matrix} \|$	$\| \begin{matrix} E q / V a r & I & D & E \\ E q . I & 0, 02 & 0 & 0 \\ E q . D & - 0, 13 & 0, 27 & 0 \\ E q . E & - 0, 01 & - 0, 02 & 0, 09 \end{matrix} \|$

\begin{matrix} {\bar{s}}_{g, t} (δ, σ) = \frac{D_{g}^{1 - σ}}{\sum_{κ} D_{κ}^{1 - σ}}, & onde & {κ \subset j | C_{j}^{j \in j g} ou C_{j}^{g}} \end{matrix} .

\ln (\frac{s_{j, t} (δ, σ)}{s_{o, t} (δ, σ)}) = \ln (\frac{{\bar{s}}_{(j / g) t} (δ, σ) {\bar{s}}_{g, t} (δ, σ)}{s_{o, t} (δ, σ)}) \equiv \ln (s_{j, t}) - \ln (s_{o, t}) = \frac{δ_{j, t}}{(1 - σ)} - σ \ln (D_{g, t})

\ln (s_{j, t}) - \ln (s_{o, t}) = β p_{j, t} + {x^{'}}_{j, t} α + \sum_{j = 1}^{3} σ_{j} \ln ({\bar{s}}_{(j / g), t}) + ξ_{j, t} .

{\begin{matrix} \ln (p_{j, t}) = θ_{0}^{f s 1} + \ln (y_s e {r^{'}}_{j, t}) θ_{1}^{f s 1} + \ln (c l a s s_l o a {n^{'}}_{j, t}) θ_{2}^{f s 1} + \ln (l i a {b^{'}}_{j, t}) θ_{3}^{f s 1} + ε_{j, t}^{f s 1}, \\ \ln (D_{g o, j, t}) = θ_{0}^{f s 2} + \ln (y_s e {r^{'}}_{j, t}) θ_{1}^{f s 2} + \ln (l_c l a {s^{'}}_{j, t}) θ_{4}^{f s 2} + ε_{j, t}^{f s 2}, \\ \ln (D_{c o o p, j, t}) = θ_{0}^{f s 3} + \ln (y_s e {r^{'}}_{j, t}) θ_{1}^{f s 3} + \ln (l_c l a {s^{'}}_{j, t}) θ_{4}^{f s 3} + ε_{j, t}^{f s 3}, \\ \ln (D_{p o, j, t}) = θ_{0}^{f s 4} + \ln (y_s e {r^{'}}_{j, t}) θ_{1}^{f s 4} + \ln (l_c l a {s^{'}}_{j, t}) θ_{4}^{f s 4} + ε_{j, t}^{f s 4} . \end{matrix}

d_{j, t} = α_{0} + β \ln ({\hat{p}}_{j, t}) + σ_{1} \ln ({\hat{D}}_{g o, j, t}) + σ_{2} \ln ({\hat{D}}_{p o, j, t}) + σ_{3} \ln ({\hat{D}}_{c o o p, j, t}) + \sum_{t - 1}^{T - 1} φ_{t} E_{t} + \sum_{t - 1}^{T - 1} σ_{1, t} E_{t} {\hat{D}}_{g o, j, t} + \sum_{t - 1}^{T - 1} σ_{2, t} E_{t} {\hat{D}}_{p o, j, t} + \sum_{t - 1}^{T - 1} σ_{3, t} E_{t} {\hat{D}}_{c o o p, j, t} + \sum_{t - 1}^{T - 1} β_{t} E_{t} \ln ({\hat{p}}_{j, t}) + ε_{j, t},

{\begin{matrix} A (I_{K} - A_{1} L - A_{2} L^{2}) e_{t} = A_{1} υ_{1, t} = B_{1} r_{1, t}, \\ A (I_{K} - A_{1} L - A_{2} L^{2}) f_{t} = A_{2} υ_{2, t} = B_{2} r_{2, t}, \\ A (I_{K} - A_{1} L - A_{2} L^{2}) g_{t} = A_{3} υ_{3, t} = B_{3} r_{3, t}, \end{matrix}

\begin{matrix} A = [\begin{matrix} 1 & 0 & 0 \\ \cdot & 1 & 0 \\ \cdot & \cdot & 0 \end{matrix}] & e & B = [\begin{matrix} \cdot & 0 & 0 \\ 0 & \cdot & 0 \\ 0 & 0 & \cdot \end{matrix}] \end{matrix} .

Trimestre	Média	Significância	Std. Err	Trimestre	Média	Significância	Std. Err
mar/08	-2,34	***	0,103	mar/14	-2,53	***	0,11
jun/08	-2,41	***	0,097	jun/14	-2,76	***	0,15
set/08	-2,51	***	0,123	set/14	-2,58	***	0,12
dez/08	-2,51	***	0,107	dez/14	-2,77	***	0,15
mar/09	-2,62	***	0,079	mar/15	-2,62	***	0,15
jun/09	-2,68	***	0,171	jun/15	-2,85	***	0,37
set/09	-2,66	***	0,121	set/15	-2,90	***	0,12
dez/09	-2,87	***	0,082	dez/15	-2,93	***	0,64
mar/10	-2,88	***	0,061	mar/16	-2,70	***	0,15
jun/10	-2,80	***	0,105	jun/16	-2,78	***	0,90
set/10	-2,62	***	0,096	set/16	-2,64	***	0,30
dez/10	-2,60	***	0,041	dez/16	-2,69	***	0,14
mar/11	-2,58	***	0,106	mar/17	-2,60	***	0,11
jun/11	-2,46	***	0,115	jun/17	-2,41	***	0,15
set/11	-2,51	***	0,100	set/17	-2,25	***	0,23
dez/11	-2,45	***	0,089	dez/17	-2,41	***	0,15
mar/12	-2,53	***	0,100	mar/18	-2,25	***	0,21
jun/12	-2,47	***	0,093	jun/18	-2,11	***	0,17
set/12	-2,46	***	0,087	set/18	-2,04	***	0,21
dez/12	-2,54	***	0,108	dez/18	-2,05	***	0,36
mar/13	-2,73	***	0,111	mar/19	-1,88	***	0,15
jun/13	-2,64	***	0,099	jun/19	-2,02	***	0,21
set/13	-2,67	***	0,102	set/19	-1,90	***	0,19
dez/13	-2,76	***	0,165	dez/19	-2,17	***	0,12

Trimestre	Média	Significância	Std. Err	Trimestre	Média	Significância	Std. Err
mar/08	1,33	***	0,11	mar/14	3,83	***	0,09
jun/08	4,18	***	0,10	jun/14	4,23	***	0,14
set/08	1,49	***	0,10	set/14	3,94	***	0,11
dez/08	4,25	***	0,09	dez/14	4,22	***	0,07
mar/09	0,57	**	0,27	mar/15	3,99	***	0,17
jun/09	4,25	***	0,09	jun/15	4,28	***	0,20
set/09	1,12	***	0,09	set/15	4,04	***	0,08
dez/09	4,28	***	0,07	dez/15	4,28	***	0,40
mar/10	1,39	***	0,03	mar/16	4,16	***	0,12
jun/10	4,30	***	0,10	jun/16	4,26	***	0,59
set/10	1,84	***	0,07	set/16	2,62	***	0,25
dez/10	4,37	***	0,04	dez/16	4,17	***	0,07
mar/11	1,62	***	0,07	mar/17	4,10	***	0,08
jun/11	4,19	***	0,07	jun/17	4,04	***	0,22
set/11	1,32	***	0,07	set/17	3,84	***	0,14
dez/11	4,13	***	0,07	dez/17	3,92	***	0,08
mar/12	3,41	***	0,08	mar/18	3,85	***	0,20
jun/12	4,16	***	0,04	jun/18	3,83	***	0,12
set/12	3,27	***	0,05	set/18	3,74	***	0,10
dez/12	4,07	***	0,11	dez/18	3,75	***	0,21
mar/13	0,85	***	0,08	mar/19	3,54	***	0,13
jun/13	4,17	***	0,08	jun/19	3,76	***	0,10
set/13	3,91	***	0,08	set/19	3,69	***	0,16
dez/13	4,34	***	0,13	dez/19	3,99	***	0,15

Trimestre	Média	Significância	Std. Err	Trimestre	Média	Significância	Std. Err
mar/08	1,61	***	0,03	mar/14	1,66	***	0,03
jun/08	1,54	***	0,03	jun/14	1,68	***	0,05
set/08	1,61	***	0,04	set/14	1,66	***	0,04
dez/08	1,65	***	0,04	dez/14	1,67	***	0,04
mar/09	1,69	***	0,04	mar/15	1,65	***	0,04
jun/09	1,67	***	0,06	jun/15	1,71	***	0,10
set/09	1,66	***	0,04	set/15	1,72	***	0,04
dez/09	1,68	***	0,03	dez/15	1,73	***	0,31
mar/10	1,73	***	0,03	mar/16	1,73	***	0,04
jun/10	1,69	***	0,04	jun/16	1,68	***	0,30
set/10	1,64	***	0,03	set/16	1,64	***	0,10
dez/10	1,62	***	0,03	dez/16	1,66	***	0,05
mar/11	1,64	***	0,03	mar/17	1,65	***	0,05
jun/11	1,56	***	0,04	jun/17	1,60	***	0,04
set/11	1,58	***	0,04	set/17	1,53	***	0,06
dez/11	1,58	***	0,03	dez/17	1,55	***	0,05
mar/12	1,60	***	0,04	mar/18	1,60	***	0,06
jun/12	1,56	***	0,02	jun/18	1,50	***	0,05
set/12	1,57	***	0,03	set/18	1,41	***	0,06
dez/12	1,58	***	0,04	dez/18	1,45	***	0,11
mar/13	1,69	***	0,03	mar/19	1,43	***	0,05
jun/13	1,61	***	0,03	jun/19	1,45	***	0,07
set/13	1,65	***	0,03	set/19	1,44	***	0,07
dez/13	1,66	***	0,04	dez/19	1,47	***	0,03

Trimestre	Média	Significância	Std. Err	Trimestre	Média	Significância	Std. Err
mar/08	-1,87		1,75	mar/14	3,94		19,38
jun/08	-2,30		8,53	jun/14	3,81		11,08
set/08	-2,02		4,00	set/14	3,93		60,68
dez/08	-2,75		16,47	dez/14	3,83		19,04
mar/09	-2,66		10,12	mar/15	4,33		44,69
jun/09	-3,78		106,09	jun/15	4,12		311,23
set/09	-4,29		50,97	set/15	4,93		17,66
dez/09	-16,48		20,59	dez/15	4,75		5911,44
mar/10	-9,25		5,27	mar/16	5,50		32,18
jun/10	-14,03	***	2,95	jun/16	5,73		5698,72
set/10	-9,69	***	0,86	set/16	8,90		306,88
dez/10	-15,05	**	6,52	dez/16	58,92	***	14,46
mar/11	-6,14		46,70	mar/17	-18,62		16,03
jun/11	-12,45		12,49	jun/17	41,04	***	1,39
set/11	-7,49		21,01	set/17	49,88		211,87
dez/11	7,43		6,51	dez/17	28,28	***	1,32
mar/12	-8,20		5,14	mar/18	39,95		140,61
jun/12	6,68	**	2,63	jun/18	14,01		33,25
set/12	-5,06		6,13	set/18	14,32		117,54
dez/12	5,66		4,08	dez/18	9,31		323,72
mar/13	-4,32		2,61	mar/19	-21,24		20,38
jun/13	4,21		3,47	jun/19	11,80		80,50
set/13	4,16		3,07	set/19	-17,07		40,75
dez/13	3,77		25,53	dez/19	17,54	***	4,98

Trimestre	Média	Significância	Std. Err	Trimestre	Média	Significância	Std. Err
mar/08	0,30	***	0,01	mar/14	0,06	***	0,02
jun/08	0,26	***	0,01	jun/14	0,00		0,02
set/08	0,30	***	0,01	set/14	0,00		0,02
dez/08	0,25	***	0,01	dez/14	0,00		0,03
mar/09	0,29	***	0,02	mar/15	0,00		0,02
jun/09	0,24	***	0,01	jun/15	0,00		0,03
set/09	0,25	***	0,02	set/15	0,00		0,02
dez/09	0,22	***	0,01	dez/15	0,00		0,14
mar/10	0,20	***	0,01	mar/16	-0,05	**	0,02
jun/10	0,14	***	0,01	jun/16	0,00		0,13
set/10	0,16	***	0,01	set/16	0,00		0,05
dez/10	0,12	***	0,01	dez/16	-0,13	***	0,03
mar/11	0,14	***	0,01	mar/17	-0,08	***	0,03
jun/11	0,10	***	0,01	jun/17	-0,15	***	0,03
set/11	0,11	***	0,01	set/17	0,00		0,04
dez/11	0,08	***	0,01	dez/17	-0,11	***	0,04
mar/12	0,12	***	0,02	mar/18	-0,07	**	0,04
jun/12	0,06	***	0,01	jun/18	-0,11	***	0,04
set/12	0,12	***	0,02	set/18	0,00		0,04
dez/12	0,07	***	0,02	dez/18	0,00		0,05
mar/13	0,05	***	0,02	mar/19	0,00		0,03
jun/13	0,00		0,01	jun/19	0,00		0,04
set/13	0,05	***	0,01	set/19	0,00		0,04
dez/13	0,00		0,02	dez/19	0,00		0,03

Trimestre	F(1,45547)	Prob > F	Trimestre	F(1,45547)	Prob > F
mar/08	2,79	0,09	mar/14	0,58	0,44
jun/08	0,38	0,54	jun/14	0,05	0,82
set/08	0,02	0,87	set/14	0,51	0,47
dez/08	0,43	0,51	dez/14	0,07	0,79
mar/09	0,04	0,85	mar/15	1,18	0,28
jun/09	0,10	0,76	jun/15	0,41	0,52
set/09	0,08	0,78	set/15	0,12	0,73
dez/09	0,11	0,74	dez/15	0,27	0,61
mar/10	0,49	0,48	mar/16	0,38	0,54
jun/10	0,15	0,69	jun/16	0,84	0,36
set/10	0,10	0,76	set/16	3,35	0,07
dez/10	0,07	0,79	dez/16	0,33	0,56
mar/11	0,51	0,48	mar/17	0,49	0,49
jun/11	0,01	0,93	jun/17	0,22	0,64
set/11	0,06	0,80	set/17	0,85	0,36
dez/11	0,06	0,81	dez/17	0,00	0,98
mar/12	0,65	0,42	mar/18	2,72	0,10
jun/12	0,10	0,75	jun/18	0,38	0,54
set/12	1,08	0,30	set/18	0,58	0,45
dez/12	0,04	0,84	dez/18	0,02	0,88
mar/13	0,00	0,98	mar/19	3,90	0,05
jun/13	0,25	0,62	jun/19	0,52	0,47
set/13	0,41	0,52	set/19	2,92	0,09
dez/13	0,98	0,32	dez/19	0,00	0,96

Teste de Co-Integração - Receita vs Despesas com TVM
	Ranking	Parâmetros	LL	Autovalor	Estatística Traço	Valor Crítico
Receita dos bancos privados vs	0	6	-24,70	-	25,93	15,41
Despesa dos bancos públicos	1	9	-12,33	0,42	1,17*	3,76
Receita dos bancos privados vs	0	6	-61,23	-	17,24	15,41
Despesa das coop. de crédito	1	9	-54,91	0,24	4,59	3,76
Receita das coop. de crédito vs	0	6	-57,38	-	8,62*	15,41
despesas dos bancos privados	1	9	-53,66	0,15	1,17	3,76
Teste de Co-Integração - Modelos Estimados
Modelo 1 - Bancos Públicos	0	12	117,33	-	76,22	29,68
	1	17	141,93	0,67	27,01	15,41
	2	20	149,85	0,30	11,17	3,76
Modelo 1 - Bancos Privados	0	12	32,03	-	73,57	29,68
	1	17	52,80	0,60	32,04	15,41
	2	20	63,22	0,37	11,21	3,76
Modelo 1 – Coop, de Crédito	0	12	36,91	-	92,62	29,68
	1	17	59,37	0,63	47,71	15,41
	2	20	75,67	0,52	15,11	3,76
Modelo 2 -– Bancos Públicos	0	12	104,31	-	85,73	29,68
	1	17	134,62	0,75	25,10	15,41
	2	20	143,06	0,32	8,22	3,76
Modelo 2 - Bancos Privados	0	12	28,39	-	64,98	29,68
	1	17	48,08	0,58	25,61	15,41
	2	20	55,46	0,28	10,84	3,76
Modelo 2 – Coop, de Crédito	0	12	43,05	-	92,41	29,68
	1	17	69,07	0,69	40,38	15,41
	2	20	82,88	0,46	12,75	3,76

Modelos	Matriz de Impacto Contemporâneo - RLTVM	Decomposição de Cholesky
Modelo 1	$\| \begin{matrix} \frac{E q}{V a r} & I & R & E \\ E q, I & 0, 02 * * * & 0, 03 & - 0, 08 * * * \\ E q, R & 0 & 0, 12 * * * & - 0, 06 \\ E q, E & 0 & 0 & 0, 10 * * * \end{matrix} \|$	$\| \begin{matrix} E q / V a r & I & R & E \\ E q, I & 0, 02 & - 0, 00 & 0, 01 \\ E q, R & 0 & 0, 12 & 0, 01 \\ E q, E & 0 & 0 & 0, 10 \end{matrix} \|$

	Contemporary Impact Matrix - DBTVM	Cholesky Decomposition
Modelo 2	$\| \begin{matrix} \frac{E q}{V a r} & I & D & E \\ E q, I & 0, 02 * * * & - 0, 05 * * * & - 0, 06 * * \\ E q, D & 0 & 0, 19 * * * & - 0, 26 \\ E q, E & 0 & 0 & 0, 11 * * * \end{matrix} \|$	$\| \begin{matrix} E q / V a r & I & D & E \\ E q, I & 0, 02 & 0, 01 & 0, 01 \\ E q, D & 0 & 0, 19 & 0, 03 \\ E q, E & 0 & 0 & 0, 11 \end{matrix} \|$

Modelos	Matriz de Impacto Contemporâneo - RLTVM	Decomposição de Cholesky
Modelo 1	$\| \begin{matrix} \frac{E q}{V a r} & I & R & E \\ E q, I & 0, 07 * * * & - 0, 03 * * * & - 0, 30 * * \\ E q, R & 0 & 0, 19 * * * & - 0, 18 \\ E q, E & 0 & 0 & 0, 08 * * * \end{matrix} \|$	$\| \begin{matrix} E q / V a r & I & R & E \\ E q, I & 0, 07 & - 0, 01 & 0, 02 \\ E q, R & 0 & 0, 19 & 0, 14 \\ E q, E & 0 & 0 & 0, 08 \end{matrix} \|$

	Matriz de Impacto Contemporâneo - DLTVM	Decomposição de Cholesky
Modelo 2	$\| \begin{matrix} \frac{E q}{V a r} & I & D & E \\ E q, I & 0, 07 * * * & 0, 13 * * & - 0, 34 * * \\ E q, D & 0 & 0, 16 * * * & - 0, 85 \\ E q, E & 0 & 0 & 0, 09 * * * \end{matrix} \|$	$\| \begin{matrix} E q / V a r & I & D & E \\ E q, I & 0, 07 & - 0, 02 & 0, 02 \\ E q, D & 0 & 0, 16 & 0, 07 \\ E q, E & 0 & 0 & 0, 09 \end{matrix} \|$

Modelos	Matriz de Impacto Contemporâneo - RLTVM	Decomposição de Cholesky
Modelo 1	$\| \begin{matrix} \frac{E q}{V a r} & I & R & E \\ E q, I & 0, 01 * * * & - 0, 02 * * & 0, 01 \\ E q, R & 0 & 0, 33 * * * & - 0, 50 \\ E q, E & 0 & 0 & 0, 09 * * * \end{matrix} \|$	$\| \begin{matrix} E q / V a r & I & R & E \\ E q, I & 0, 01 & 0, 01 & - 0, 00 \\ E q, R & 0 & 0, 33 & - 0, 04 \\ E q, E & 0 & 0 & 0, 09 \end{matrix} \|$

	Matriz de Impacto Contemporâneo - DLTVM	Decomposição de Cholesky
Modelo 2	$\| \begin{matrix} \frac{E q}{V a r} & I & D & E \\ E q, I & 0, 01 * * * & 0, 02 * * * & - 0, 01 \\ E q, D & 0 & 0, 29 * * * & - 0, 92 * \\ E q, E & 0 & 0 & 0, 09 * * * \end{matrix} \|$	$\| \begin{matrix} E q / V a r & I & D & E \\ E q, I & 0, 01 & - 0, 01 & - 0, 00 \\ E q, D & 0 & 0, 29 & 0, 09 \\ E q, E & 0 & 0 & 0, 09 \end{matrix} \|$

d (q_{j, t}, o_{j, t}) = \frac{s_{j}}{1 - s_{j}} = e^{u_{j}} ou l n (\frac{s_{j, t}}{o_{j, t}}) = \ln (s_{j, t}) - \ln (s_{o, t}) = u_{j} .

L_{j, t} = \ln (s_{j, t}) - \ln (s_{o, t}) = β p_{j, t} + {x^{'}}_{j, t} α + \sum_{j = 1}^{3} σ_{j} \ln ({\bar{s}}_{(j / g), t}) + ξ_{j, t} .

\frac{\partial d_{j, t}}{\partial p_{j, t}} = \frac{[β e^{u_{j}} (1 + e^{u_{j}}) - β e^{2 u_{j}}]}{{(1 + e^{u_{j}})}^{2}} \frac{(1 - s_{j})}{{(1 - s_{j})}^{2}} + \frac{[σ_{j | g, t} β e^{u_{j}} (1 + e^{u_{κ}})]}{{(1 + e^{u_{κ}})}^{2}} \frac{(1 - s_{j})}{{(1 - s_{j})}^{2}} .

\frac{\partial d_{j, t}}{\partial p_{j, t}} \frac{p_{j, t}}{d_{j, t}} = {\frac{[β e^{u_{j}} (1 + e^{u_{j}}) - β e^{2 u_{j}}]}{{(1 + e^{u_{j}})}^{2}} \frac{(1 - s_{j})}{{(1 - s_{j})}^{2}} + \frac{[σ_{j | g, t} β e^{u_{j}} (1 + e^{u_{κ}})]}{{(1 + e^{u_{κ}})}^{2}} \frac{(1 - s_{j})}{{(1 - s_{j})}^{2}}} \frac{p_{j, t} (1 - s_{j, t})}{s_{j, t}} .

\frac{\partial d_{j, t}}{\partial p_{j, t}} \frac{p_{j, t}}{d_{j, t}} = e_{t} = β_{t} (1 - s_{j, t}) + β_{t} \sum_{j / g = 1}^{3} σ_{j | g, t} \frac{(1 + e^{u_{j}})}{(1 + e^{u_{κ}})},

[1] marceloshinkoda@hotmail.com

Brasil

Brasil

Inclusão financeira e inadimplência bancária: Assimetria das respostas em crises

Resumo