Michal Kalecki - Teoria da dinamica economica
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Michal Kalecki - Teoria da dinamica economica

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já que, apesar de se tratar de um tipo de dispêndio de capital, não eleva o total do ativo
dos capitalistas e, portanto, não cria capital empresarial disponível para reinvestimento. Por
esse motivo, S na tabela 20 não é igual a I′ na tabela 13. Outra razão para essa discrepância
é que S aqui tem como deflator os preços dos bens de capital, enquanto I′ na tabela 13 é
deflacionado pelo índice implícito na deflação da renda bruta do setor privado.

de capital para os anos 1928/29, 1929/30, 1930/31 etc., de meio de ano
a meio de ano.72 A taxa de elevação dos lucros em 1939 foi calculada
com a diferença entre os lucros em 1929/30 e 1928/29 etc. Ou, em

outras palavras, taxa da alteração dos lucros no ano anterior,
∆Pt – 1
∆t ,

foi calculado como Pt – 1
2
 – Pt – 3

2
.

A correlação entre o investimento em capital fixo, Ft, com a pou-
pança do ano anterior, St – 1 , e a taxa de elevação dos lucros também
do ano anterior, Pt – 1

2
 — Pt – 3

2
 pode ser estabelecida facilmente agora.

A equação de regressão é a seguinte:

Ft = 0,634 St – 1 + 0,293 (Pt – 1
2
 – Pt – 3

2
) + 1,76 .

O coeficiente de correlação dupla é igual a 0,904. O coeficiente de
correlação parcial entre Ft e St – 1 é 0,888 e entre Ft e
Pt – 1

2
 — Pt – 3

2
 é 0,684. O investimento Ft calculado a partir dessa

equação aparece na última coluna da tabela 20 para comparação com
o Ft real.73 O coeficiente de S é 0,634 e assim se apresenta de acordo

com nossa suposição de que
a

1 + c
 na equação (17) é menor que 1

(cf. p. 126).
Consideremos agora a variante θ = 1

2
. Como dissemos, parece que

nesse caso a correlação parcial com a modificação dos lucros pode ser
descartada. Assim, na tabela 21, damos apenas Ft e St – 1

2
 , que é cal-

culado aproximadamente como

St – 1 + St
2

 .

A equação de regressão é

Ft = 0,762 St – 1
2
 + 0,29 .

O coeficiente de correlação é 0,972, muito mais elevado que o coeficiente
da correlação dupla da variante θ = 1. O valor de Ft calculado a partir

OS ECONOMISTAS

134

72 Ver o Apêndice Estatístico, Notas 12 e 13.
73 Parece não se achar envolvida uma tendência definida. Por esse motivo não consideramos

uma tendência ao fazer a análise da correlação.

da equação de regressão é dado na tabela 21. O coeficiente
a

1 + c
 aqui

é igual a 0,762, que mais uma vez concorda com a suposição a respeito

de
a

1 + c
 que havíamos feito anteriormente.

O Ft real e os valores calculados a partir das equações de regressão
para ambas as variantes aparecem transpostos em diagramas de dis-
persão no gráfico 9, tomando-se os valores calculados como o eixo das
abscissas e os valores reais como a ordenada. A linha de regressão é
uma reta cortando a origem com uma inclinação de 45º.

TABELA 21. Determinação do Investimento em Capital Fixo nos Es-
tados Unidos, 1930/40.

Fonte: Departamento de Comércio dos Estados Unidos. Suplemento Sobre a Renda Nacional de
Survey of Current Business. 1951. Para mais detalhes, ver o Apêndice Estatístico, Notas 10 e 11.

Alguns autores (por exemplo, Kaldor e eu mesmo) supuseram
que depois de o investimento em capital fixo ter alcançado um
certo nível no período de prosperidade passa a responder aos de-
terminantes mais lentamente que na etapa inicial da fase de pros-
peridade74 e que na fase de depressão ocorreria um fenômeno
análogo. Os nossos diagramas de dispersão não parecem confirmar
essa hipótese.

KALECKI

74 Supunha-se que essa tendência aparecesse ainda antes da fase de estrangulamento no
ramo da indústria de bens de capital.

Investimento em estoques

Podemos considerar primeiramente a variante θ = 1. Na tabela
22 aparecem as alterações quantitativas dos estoques, J, e as taxas
de modificação do produto bruto ou produção do setor privado no ano

Gráfico 9. Diagrama de dispersão do investimento em capital fixo,
calculado e real, para os Estados Unidos, 1930/40, em bilhões de dólares
a preços de 1939. Os valores calculados estão no eixo dos abscissas e
os reais no das ordeandas.

anterior,
∆Ot – 1
∆t ,

75 calculadas (como foi feito com a taxa de elevação

dos lucros na tabela 20) como Ot – 1
2
 – Ot – 3

2
.

OS ECONOMISTAS

75 Tanto a modificação dos estoques, J, como a modificação do produto bruto do setor privado,
O, são aqui tomadas com exclusão das modificações dos estoques agrícolas, pelo seguinte
motivo: os estoques agrícolas são afetados pelas modificações das colheitas, que são in-
fluenciados por condições do clima que nada têm a ver com as modificações da produção
total do setor privado. Como o peso da agricultura na produção total do setor privado é
muito menor que o peso dos estoques agrícolas no total dos estoques no fim do ano, quando
boa parte das colheitas ainda está por vender, isso representa um fator de perturbação.
Eliminamos de forma aproximada esse fator excluindo as modificações nos estoques agrícolas
tanto da produção total como do total das modificações dos estoques. A influência das
modificações na produção agrícola sobre as modificações da produção total fica dessa forma
bastante reduzida, e, em vista do pouco peso da produção agrícola na produção total, as
modificações na produção total depois do ajuste acima dão uma boa aproximação das mo-
dificações da produção não agrícola. Esse tratamento corresponde a um modelo de economia
no qual as flutuações cíclicas da produção agrícola não são de grande importância, o que
é razoável do ponto de vista metodológico.

TABELA 22. Determinação do Investimento em Estoques nos Estados
Unidos, 1930/40.

Fonte: Departamento de Comércio dos Estados Unidos. Suplemento Sobre a Renda Nacional de
Survey of Current Business. 1951. Para mais detalhes, ver o Apêndice Estatístico, Notas 14 e 15.

1Sem considerar os estoques agrícolas.

A equação de regressão do investimento em estoques, J, com
relação à taxa de modificação da produção no ano precedente é a
seguinte:

Jt = 0,215(Ot – 1
2
 – Ot – 3

2
) – 0,08 .

O coeficiente de correlação é 0,913. (A presença da constante –0,08
significa que os estoques estão se modificando mesmo quando a pro-
dução não está. Dentro de uma unidade de tempo, os estoques se mo-
dificarão em –0,08 além da modificação provocada pelo movimento da
produção. Em outras palavras, –0,08 é o coeficiente da tendência dos
estoques. Veremos que no período considerado a tendência foi insigni-
ficante em comparação com as modificações induzidas pelas flutuações
da produção.) Os valores de Jt calculados a partir da equação são
dados na tabela 22 para comparação com a série real.

Com relação à variante θ = 1
2
, iremos correlacionar o investimento

em estoques, Jt, com Ot – Ot – 1. De fato, Ot – Ot – 1 dá a taxa de elevação
do montante da produção durante um período cujo ponto central é o
fim do ano anterior. Assim, o hiato temporal entre Jt e Ot – Ot – 1 é o
meio ano. A tabela 23 apresenta os dados relevantes.

KALECKI

137

A equação de regressão é

Jt = 0,194 (Ot – Ot – 1) – 0,13.

O coeficiente de correlação aqui é apenas 0,828, muito mais baixo,
portanto, que na variante θ = 1. (A significância do membro constante,
que nesse caso é –0,13, já foi debatida acima.) A comparação de Jt,
com o valor calculado a partir da equação (ver tabela 23) demonstra
uma discrepância considerável para 1930. É essa discrepância a res-
ponsável em grande parte pelo coeficiente de correlação relativamente
baixo. Conforme foi sugerido acima, o nível de investimento anormal-
mente alto registrado para 1930 não deixa de ser natural, já que foi
o primeiro ano depois do ponto de inflexão da produção.

Investimento total

Podemos agora formular uma equação para o investimento total,

It, quando θ = 1 ou
1
2

, somando as respectivas equações de regressão

para o investimento em capital fixo e investimento em estoques. Ob-
temos