Integração dos Preços ao Produtor e Preços da Bolsa de

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1 Inegração dos Preços ao Produor e Preços da Bolsa de DÊNIS ANTÔNIO DA CUNHA (1) ; MIRELLE CRISTINA DE ABREU QUINTELA (2) ; MARÍLIA MACIEL GOMES (3) ; JOSÉ LUÍZ DOS SANTOS RUFINO (4). 1,2,3.UFV, VIÇOSA, MG, BRASIL; 4.EMBRAPA, VIÇOSA, MG, BRASIL. denisufv@gmail.com APRESENTAÇÃO ORAL COMÉRCIO INTERNACIONAL Inegração dos Preços ao Produor e Preços da Bolsa de Nova Iorque para o Café Arábica Brasileiro Grupo de Pesquisa: Comércio Inernacional Resumo Considerando a imporância do seor cafeeiro do Brasil, ano em âmbio nacional quano inernacional, orna-se relevane o esudo da inegração dese mercado inerno com o mercado exerno. Mercados inegrados ransmiem informações de preços de forma mais precisa e favorecem decisões de comercialização dos produores. Desare, ese rabalho se propõe a analisar a inegração enre preços pagos aos produores brasileiros e os preços praicados na Bolsa de Nova Iorque (NYBOT). O referencial eórico baseou-se na Lei do Preço Único. Analiicamene, uilizaram-se os eses de Causalidade de Granger e de Coinegração; esimou-se, ambém, um Mecanismo de Correção de Erros. Os dados uilizados foram os informados no síio do Conselho dos Exporadores de Café (CECAFÉ) e da Inernaional Coffee Organizaion (ICO). Verificou-se, pelos resulados, que as variações nos preços pagos aos produores brasileiros precedem os preços praicados nos conraos da NYBOT; que ambos os preços são inegrados enre si, apresenando relação de equilíbrio a longo prazo; e que cerca de 68% do desequilíbrio no preço da NYBOT, em deerminado mês, é corrigido no mês seguine. Em sínese, conclui-se que a Lei do Preço Único é verificada na relação enre as duas séries de preços e que, pelo processo de arbiragem, esas endem a ornarem-se iguais. 1

2 Palavras-chaves: café, inegração de mercado, Lei do Preço Único. Absrac Considering he imporance of he coffee secor in Brazil, as much in naional as inernaional scope, he inegraion sudy of his domesic marke wih he exernal marke becomes very imporan. Inegraed markes ransmi informaion of prices in such precise way and favor decisions in he commercializaion of producers. Thus, his work considers analyzing he inegraion beween paid prices o he Brazilian producers and he prices praciced in New York Board of Trade (NYBOT). The heoreical referencial is based on Law of One Price. Analyically, he ess of Granger Causaliy and Coinegraion are used; also, one Error Correcion Mechanism. The used daa are he informed ones in he Conselho dos Exporadores de Café (CECAFÉ) and of Inernaional Coffee Organizaion (ICO). I is verified, by he resuls, ha he variaions in he paid prices o he Brazilian producers precede he prices praciced in conracs of NYBOT; boh prices are inegraed beween iself presening a relaion balance in a long ime; and abou 68% of he disequilibrium in he price of NYBOT, in deermined monh, is correced in he following monh. In synhesis, one concludes ha Law of One Price is verified in he relaion beween he wo series of prices and, in he arbiraion process, hese end o become equal. Key Words: coffee, marke inegraion, Law of One Price. 1. Inrodução Desde que começou a ser culivado comercialmene no Brasil, no início do século XIX, o café em sido de grande imporância para a geração de divisas ao País. Segundo Ocampo (1984), na década de 1830 a produção mundial de café era próxima de 2,5 milhões de sacas por ano e o Brasil deinha cerca de 26% desse volume. Ao longo do século XX, a aividade cafeeira mundial passou por ciclos de superproduções e conseqüene queda em seus preços. Nessa época, o Brasil, que no início do século XX Era responsável por 75% da exporação mundial do produo café, implemenou políicas de susenação de preços, com reenção e, ou, desruição de esoques, além de cores de produção; a formação dos preços do café era inrinsecamene brasileira, e o mercado inernacional seguia as endências 1 do País. De acordo com Bacha (1992), a produção brasileira acabou sendo foremene prejudicada com aquele padrão cíclico de inervenção. Enquano o preço era manido alo, ouros Países enravam no mercado. Esse ipo de políica, praicada ao longo do século XX, causou perda significaiva de marke-share. Em 2007, o Brasil ainda se impõe como o maior produor e exporador mundial de 1 Para uma discussão dealhada das políicas brasileiras de café, ver BACHA (1992). 2

3 café. Em 2005, segundo dados do Conselho dos Exporadores de Café (CECAFÉ, 2006), a produção nacional correspondeu a 37,5% do oal mundial, enquano as exporações represenaram, aproximadamene, 30%. Não obsane, o País já não é capaz de deerminar sozinho a coação inernacional desse produo. Do oal de café verde exporado pelo Brasil, 75% é represenado por grãos de arábica; 15%, por robusa (conillon); e os demais (10%), por cafés solúvel e orrado (CECAFÉ, 2006). Considerando especificamene o ipo arábica, o Brasil é o líder mundial nas exporações, com 38% do mercado, seguido da Colômbia, que domina cerca de 18%. Dada a imporância do seor cafeeiro do Brasil, ano nacional quano inernacionalmene, é relevane esudar a inegração do mercado brasileiro de café com o mercado exerno. Para Nogueira (2005), o mercado de café consiui-se de uma rede de produores, processadores, raders e consumidores que se influenciam muuamene. Tais influências recíprocas respeiam padrões decorrenes das relações de mercado, refleindo sua inegração e, porano, o grau de eficiência com que o mercado funciona. Os mercados inegrados ransmiem informações de preços mais precisas e, dessa forma, favorecem a especialização e as decisões de comercialização dos produores, conribuindo para a movimenação eficiene de produos (GOODWIN; SCHROEDER, 1991). Medir a inegração de um mercado é imporane para enender seu funcionameno. Há vários rabalhos com esse objeivo, podendo-se ciar, enre ouros: Goodwin e Schroeder (1991) analisaram o mercado regional de boi gordo dos Esados Unidos; González-Rivera e Helfand (2000) verificaram a exensão, o padrão e o grau de inegração do mercado brasileiro de arroz; e Rosado (2006) esudou o seor de suínos nacional. Em se raando especificamene de café, Nogueira (2001), Nogueira (2005) e Nogueira e. al. (2005) esudaram a inegração dos mercados de café arábica e robusa brasileiros, nacional e inernacionalmene; Valene e Braga (2006) discuiram a inegração enre os mercados de café do Brasil e dos EUA negociados na Bolsa de Mercadorias e Fuuros (BM&F) e NYBOT. Todavia, não foi analisada nesses rabalhos a relação enre preços recebidos pelos produores e os preços fuuros praicados em bolsa de valores. O presene esudo procurou preencher essa lacuna. Diane do exposo, propõe-se idenificar se os preços pagos aos produores e as coações para o café arábica brasileiro da New York Board of Trade (NYBOT) são inegrados, ou seja, se apresenam relação de equilíbrio a longo prazo. O objeivo geral dese esudo foi analisar as relações enre preços inernos e exernos de café arábica, no período de 1993 a Especificamene, preendeu-se verificar a relação de causalidade enre a coação inernacional e os preços praicados no Brasil e a co-inegração enre as duas séries de preços. Por ser considerável a conribuição econômica do café para o País, esudos que possibiliem melhor enendimeno do processo de formação de preços desse seor são de fundamenal imporância e podem auxiliar na realização de análises prospecivas e na omada de decisão dos agenes do mercado e dos formuladores de políicas seoriais. Além desa inrodução, o rabalho esá dividido em ouras quaro seções. A segunda e erceira seções apresenam, respecivamene, os referenciais eórico e analíico. A quara coném os resulados obidos e a quina, as principais conclusões. 3

4 2. Referencial Teórico 2.1.Lei do Preço Único Ese rabalho baseou-se no conceio de mercados inegrados, derivado do princípio da "Lei do Preço Único". A inegração espacial de mercado esá relacionada à influência, direa ou indirea, que um mercado exerce sobre ouro, de forma que a ofera e a demanda em uma região afeam o preço e o volume ransacionado em oura. Vale ressalar que ais regiões não precisam, necessariamene, esar operando em equilíbrio compeiivo. De uma forma ou oura, os preços em um mercado respondem a choques em ouro mercado. Pela Lei do Preço Único, em mercados concorrenciais livres de cusos de ranspore e de barreiras oficiais ao comércio, bens homogêneos, vendidos em Países ou regiões diferenes, devem er preços de venda iguais quando eses forem esabelecidos em ermos da mesma moeda. A validade da lei esá direamene relacionada ao processo de arbiragem espacial, que ende a igualar os preços nos mercados de diferenes regiões (KRUGMAN; OBSTFELD, 2005). Assim: P P C (1) em que, j i ji P j é o preço do bem na região "j", P i é o preço do bem na região "i" e expressa os cusos de movimenação do bem enre as regiões "j" e "i". Em caso de haver diferenças enre os preços de um mercado, a ação dos arbiradores induz uma elevação do preço baixo, em função do aumeno da quanidade demandada, e, devido ao excesso da quanidade oferada, provoca a queda do preço mais alo. O processo de arbiragem, por sua vez, coninua aé o momeno em que os preços nos dois mercados esejam igualados. Dessa forma, a Lei do Preço Único é uma relação que se cumpre no longo prazo, sem excluir a possibilidade de desajuses de preços no curo prazo (COSTA; FERREIRA FILHO, 2000). Valendo a Lei do Preço Único, no longo prazo, variações de preços num mercado são ransmiidas proporcionalmene aos preços praicados em ouro mercado, de maneira que a elasicidade de ransmissão de preços ende a ser igual a um. É comum, porém, que esse valor permaneça enre zero e um, refleindo a políica comercial adoada pelos governos ou ouro ipo de resrição imposa ao mercado. 3. Referencial Analíico O procedimeno para realização do rabalho consisiu em primeiro analisar se as séries são ou não esacionárias, por meio do ese de Dickey-Fuller Aumenado (ADF). Poseriormene, aplicou-se o ese de causalidade para verificar a relação enre as séries, ou seja, qual série origina a oura. Logo em seguida, foi feio o ese de co-inegração das séries. Por fim, ajusou-se um modelo de correção de erros, com o inuio de recuperar as relações de longo prazo enre as duas séries. C ji 3.1. Tese para verificar a esacionariedade das séries Segundo Gujarai (2006), um processo esocásico é esacionário se a média e a variância forem consanes ao longo do empo e se o valor da covariância enre dois períodos depender somene da defasagem enre eles, e não do empo efeivo em que a covariância é compuada. O ese para esacionariedade mais uilizado nos úlimos empos em sido a 4

5 verificação da presença de raiz uniária na série. Considere o processo auo-regressivo de primeira ordem: Y = ρ Y 1 + ε (2) em que ε represena o ermo de erro aleaório. Se ρ = 1, a variável Y em uma raiz uniária, ou seja, ela é não-esacionária. A equação (2) pode ser represenada como: Y Y = ( ρ 1 Y + ε, ou 1 ) 1 Y = δ Y 1 + ε (3) em que δ = ρ 1. Assim, se δ = 0 ρ = 1 exisência de raiz uniária não-esacionariedade. A variável Y = Y Y -1 é chamada de primeira diferença da série Y. As séries podem ser diferenciadas d vezes aé se ornarem esacionárias e, enão, são chamadas de séries inegradas de ordem d, I(d). A equação (3) pode, ainda, ser esimada com a adição de inercepo e endência, da seguine forma: Modelo com inercepo: Y = α + δy 1 + ε (4) Y Modelo com inercepo e endência: = α + βt + δy 1 + ε (5) Em cada caso, a hipóese nula é de que δ = 0, ou seja, há raiz uniária. Para esar a significância do coeficiene esimado δ, uiliza-se o ese de Dickey-Fuller. Caso exisa auocorrelação no ermo de erro aleaório, é necessário uilizar ermos de diferença defasados, como, por exemplo, Y 1 = ( Y 1 Y 2 ), Y 2 = ( Y 1 Y 3 ), ec. Assim, a equação (5) ficaria: m Y = α + βt + δy 1 + λi Y i + ε (6) i= 1 O número de ermos de diferença defasados é incluído de modo que o ermo de erro em (6) seja serialmene independene. A hipóese nula é ainda a de que exise uma raiz uniária em Y. Quando o ese de Dickey-Fuller é aplicado a modelos como (6), é chamado de Tese de Dickey-Fuller Aumenado (DFA). O procedimeno consise em comparar o valor obido no ese ADF com valores críicos em diversos níveis de significância. Admiindo significância máxima de 10%, emse: Se ADF < valor críico (10%) não se pode rejeiar H 0 exise raiz uniária. Se ADF > valor críico (10%) rejeia-se H 0 não exise raiz uniária Tese de Causalidade de Granger A análise quano ao senido de causalidade enre as séries de preços foi feia empregando-se um procedimeno esaísico apresenado por Granger, conforme Gujarai (2006). A abordagem de Granger para verificar, por exemplo, se X precede Y consise em mensurar quano dos valores correnes de Y pode ser explicado por valores passados de X. O ese consise em esimar as seguines regressões: X µ = α 0 + α1x 1 + Κ + α L X L + β1y 1 + Κ + β LY L + (7) 5

6 Y = α 0 + α1y 1 + Κ + α LY L + β1x 1 + Κ + β L X L + ε (8) em que L corresponde ao número de defasagens e ε e µ são os ermos de erro nãocorrelacionados. A hipóese nula a ser esada é que X não causa Y em (7) e Y não causa X em (8), ou seja, β 1 = β 2 = Κ = β L. A esaísica é avaliada pelo ese F nas duas equações. Após a esimação, podem-se ober quaro casos diferenes: a) Causalidade unilaeral de Y para X: quando os coeficienes esimados em (7) para a variável defasada Y forem conjunamene diferenes de zero e quando o conjuno de coeficienes esimados em (8) para a variável X não for esaisicamene diferene de zero. b) Causalidade unilaeral de X para Y: quando o conjuno de coeficienes defasados para a variável Y na equação (7) não for esaisicamene diferene de zero e o conjuno de coeficienes defasados para a variável X em (8) for esaisicamene diferene de zero. c) Bicausalidade ou simulaneidade: quando os conjunos de coeficienes defasados de X e de Y forem esaisicamene diferenes de zero, em ambas as regressões. d) Independência das variáveis: quando, em ambas as regressões, os conjunos de coeficienes defasados de X e Y não forem esaisicamene diferenes de zero. Alguns ponos imporanes devem ser desacados na análise de causalidade de Granger. Primeiramene, as séries uilizadas devem ser esacionárias; em segundo lugar, o ese é basane sensível ao número de defasagens incluídas na análise. Alguns rabalhos usam como criérios para escolha do número de defasagens o menor valor de Schwarz e, ou, de Akaike, embora eses não sejam eses específicos para al fim. Finalmene, a causalidade de Granger sugere precedência, não implicando causalidade, no uso mais comum do ermo, enre variáveis (GUJARATI, 2006) Co-inegração e Mecanismo de Correção de Erro A eoria da co-inegração dedica-se à quesão de inegrar dinâmicas de curo prazo com equilíbrios de longo prazo. Nesse senido, co-inegração significa que séries emporais não esacionárias e inegradas de mesma ordem comparilham endências esocásicas semelhanes, iso é, apresenam relação de equilíbrio no longo prazo (MADDALA, 2001). Se duas séries Y e X são inegradas de mesma ordem, I(d), elas serão chamadas de co-inegradas se exisir um β al que (u = Y βx ) seja inegrado de ordem menor que d. Por exemplo, se Y e X são ambas I(1) e (u = Y βx ) é I(0), as duas séries serão coinegradas de ordem CI(1,1) (ENGLE; GRANGER, 1987). Para verificar a co-inegração de duas séries é necessário, inicialmene, verificar se elas são não esacionárias e inegradas de mesma ordem. Em seguida, esima-se a seguine regressão: Y = α + βx + u (9) Aplica-se o ese de raiz uniária ao resíduo obido com a esimação de (9) para verificar se é esacionário, I(0). Se û for esacionário, as séries serão co-inegradas e a regressão (9) será chamada de regressão co-inegrane, e β será o parâmero co-inegrane. É preciso considerar que o resíduo obido em (9) se baseia no parâmero coinegrane esimado β. Desse modo, os valores críicos do ese ADF já não são 6

7 apropriados. Devem-se uilizar os valores críicos abulados por Engle e Granger (1987). O ese ADF, nesse conexo, será conhecido como ese de Engle-Granger Aumenado (AEG). Se as séries, X e Y, forem co-inegradas, a regressão (9) fará senido, não sendo, porano, espúria 2, e haverá relação de longo prazo enre elas. Além disso, as dinâmicas de curo prazo podem ser descrias pelo Modelo de Correção de Erro. Assim, pode-se raar o resíduo em (9) como o erro de equilíbrio e uilizá-lo para ligar o comporameno de Y no curo prazo com seu valor de longo prazo. O mecanismo de correção de erro irá corrigir o desequilíbrio. O modelo a ser esimado é o seguine: Y = α + α X + α û + ε (10) em que indica a primeira diferença e û -1 é o valor defasado em um período do resíduo de (9) que, se for significaivo, revelará qual a proporção do desequilíbrio em Y em um período é corrigida no período seguine. 3.4 Fone e raameno dos dados Foram uilizadas séries de preços de café arábica da Bolsa de Nova Iorque (NYBOT) e preços recebidos pelos produores. A primeira, em cenavos de dólar por librapeso, foi fornecida pelo Conselho dos Exporadores de Café (CECAFÉ); a série era diária, compreendendo o período de 16/08/1993 a 30/12/2005. Opou-se por calcular médias mensais (média geomérica), oalizando 149 observações. A segunda série, com periodicidade mensal, ambém em cenavos de dólar por libra-peso, foi obida direamene da home-page da Inernaional Coffee Organizaion ( Ambas foram ransformadas em dólares por sacas de 60 quilos. 4. Resulados Para aender aos objeivos proposos nese rabalho, iniciaram-se os procedimenos pela idenificação da esacionariedade das séries de preços em quesão. Para isso, o ese usado foi o de Dickey-Fuller Aumenado (DFA), que analisa a exisência de raízes uniárias a parir de esimações com inercepo, com inercepo e endência e sem inercepo e sem endência; foram usadas defasagens de, no máximo, 13 períodos (Tabela 1). Tais esimaivas foram feias para as séries mensais logarimizadas do preço pago ao produor brasileiro e do preço da NYBOT de café arábica (em US$/sacas). Tabela 1 Tese de Dickey-Fuller Aumenado para as séries mensais logarimizadas de preços de café arábica, no período de agoso/2003 a dezembro/2005, em nível Modelo Defasagem Preço Produor NYBOT Valor ADF Com inercepo 1-1,9164-1,5929-3,4752* críico 2 A regressão é espúria quando apresena resulados aparenemene significanes para dados não relacionados. No caso de duas séries não co-inegradas, não haverá relação de equilíbrio a longo prazo enre elas, ou seja, elas ficarão mais e mais longe enre si à medida que avança o empo (MADDALA, 2001). 7

8 Com inercepo e com endência 1-2,0336-2,0907-4,0217* Sem inercepo e sem endência 1 0,0138 0,0216-2,5808* *Valores críicos a 1% da abela de Dickey-Fuller; Gujarai (2006). Fone: Resulados da pesquisa. Verificou-se que a hipóese nula de que a série em raiz uniária não foi rejeiada, para qualquer ipo de especificação do modelo em nível. Sendo assim, essas séries são nãoesacionárias em nível de 1% de significância. Procedeu-se, em seguida, aos eses de raiz uniária para as mesmas séries, em primeira diferença. Observou-se, enão, que a hipóese nula de que a série em raiz uniária, em primeira diferença, foi rejeiada em nível de 1% de significância, nas rês especificações alernaivas. Porano, em primeira diferença as séries ornam-se esacionárias, o que aende às exigências do ese de Granger. Poseriormene, com o objeivo de verificar a provável direção de ransmissão de efeios enre o preço da Bolsa de Nova Iorque e o preço recebido pelos produores do Brasil, foi realizado o ese de Causalidade de Granger. Como as séries são I(1), os resulados foram obidos em ermos da primeira diferença das séries. À realização do ese, foram consideradas 12 defasagens, que é o valor comumene uilizado para séries de periodicidade mensal, além do fao de que esse foi o número de defasagens que apresenou o menor valor para a esaísica Akaike. As esaísicas calculadas para a décima segunda defasagem enconram-se na Tabela 2. Tabela 2 Tese de Causalidade de Granger para as séries mensais logarimizadas de preços de café arábica, no período de agoso/1993 a dezembro/2005, em primeira diferença Hipóese nula F Probabilidade Decisão Preço ao produor não causa preço NYBOT 2,3984 0,0085 Rejeio Preço NYBOT não causa preço ao produor 1,5076 0,1318 Não-rejeio Fone: Resulados da pesquisa. De acordo com os resulados da Tabela 2, há causalidade, no senido de Granger, unidirecional enre os preços recebidos pelos produores brasileiros e os preços de café arábica de conraos fuuros da NYBOT. Esse resulado pode se dever ao fao de o Brasil deer a maior parcela do comércio inernacional de grãos arábica, o que colocaria o País na posição de um imporane agene para deerminação de preços desse ipo de grão. Assim, é razoável afirmar que as condições de ofera e demanda sejam senidas, inicialmene, pelo mercado físico e depois se ransmiam aos preços praicados em bolsas de mercadorias. Não obsane, esperava-se que a Bolsa de Nova Iorque, por ser o cenro de referência mundial no que ange a negociações de café arábica, ransmiisse preços aos demais mercados. Segundo Nogueira e al. (2005), apesar da perinência dos eses de causalidade, o ese de Granger esá relacionado à exisência de precedência, não implicando, necessariamene, a causalidade no senido mais comum do uso do ermo. No esudo desses auores, os resulados do ese de Causalidade de Granger acusaram precedência dos preços da região do Cerrado de Minas Gerais em relação aos preços dos demais mercados mineiros. Conudo, esperava-se que o Sul, por ser uma das maiores regiões produoras de café do Brasil, ransmiisse preços às demais. 8

9 Logo, o fao de os preços recebidos pelos produores brasileiros causarem, no senido de Granger, os preços de conraos fuuros da Bolsa de Nova Iorque, não implica dizer que alerações deses preços são o efeio dos choques sofridos na produção brasileira. Para avaliação do grau de inegração enre as séries de preços de café arábica pagos ao produor brasileiro e preços da NYBOT, foi realizado um ese de co-inegração. Inicialmene, esimou-se uma regressão dos preços da NYBOT (P NYBOT ) conra os preços pagos aos produores do Brasil (P Prodbr ). Os parâmeros esimados esão apresenados na Tabela 3. Tabela 3 Parâmeros calculados para o modelo de co-inegração Coeficiene Esimaiva Esaísica - calculada Inercepo 0,9091 4,1961* P Prodbr 0, ,5318* * Significaivo a 1%. Fone: Resulados da pesquisa. Considerando que as séries P prodbr e P NYBOT apresenaram-se inegradas de mesma ordem, o resíduo da regressão (Tabela 3) pode ser esado para co-inegração, conforme o ese de AEG, em que se esabeleceu o máximo de 13 defasagens (Tabela 4). A realização do ese só ocorreu depois de corrigido o problema de auocorrelação de segunda ordem. Tabela 4 Valores calculados pelo ese de Dickey-Fuller Aumenado com a série do resíduo esimado, em nível Modelo Defasagem Resíduo Valor críico ADF Com inercepo 0-11,9334-3,96* Com inercepo e com endência 0-12,2413-3,96* Sem inercepo e sem endência 0-11,9750-3,96* * Valores críicos a 1% de Engle & Granger. Fone: Resulados da pesquisa. Os resulados da Tabela 4 mosram que a série dos resíduos é esacionária, ou seja, inegrada de ordem zero, I(0). Dessa forma, a regressão esimada, com as séries logarimizadas, dos preços da NYBOT conra os preços recebidos pelos produores brasileiros não é espúria. Os resulados do ese de co-inegração revelaram, ainda, que eses preços êm relação de longo prazo enre si e, assim, endem ao equilíbrio. O coeficiene angular, igual a 0,8472, da regressão co-inegrane indica que o preço da NYBOT, após uma perurbação, se ajusa razoavelmene rápido no longo prazo. Nos rabalhos de Schroeder e Goodwin (1991) e Valene e Braga (2006) foram enconrados resulados semelhanes. No primeiro, 65% das informações do mercado fuuro de suínos de Omaha são repassadas ao mercado à visa; no segundo, os preços de café arábica da NYBOT ransmiem 85% das novas informações aos preços da Bolsa de Mercadorias e Fuuros (BM&F). O fao de os mercados serem inegrados sugere que os preços se movimenam de 9

10 forma sincronizada, fluindo enre os agenes nacionais e inernacionais das cadeias agroindusriais, aé enão, esudadas. Isso significa dizer que os mercados são eficienes em ermos de difusão de informações e operações de arbiragem (NOGUEIRA, 2001). A deecção de uma relação de equilíbrio, a longo prazo, enre as séries rabalhadas nese esudo não implica a afirmação de que ele ocorra a curo prazo. Pode ser que haja cero desequilíbrio no curo prazo. A esimação do mecanismo de correção de erro, como explicado no início do rabalho, raa dessa relação de curo prazo. Ao esimar a regressão do mecanismo de correção, considerou-se, como variável dependene, a série de preços da NYBOT ( P NYBOT ) e, como variável explicaiva, os preços pagos aos produores brasileiros ( P prodbr ). O ermo de erro defasado em um período (û -1 ) foi uilizado para verificar o desvio dos preços em relação à rajeória de equilíbrio de longo prazo. Foi deecada e corrigida auocorrelação de primeira ordem no modelo esimado. Os resulados enconramse na Tabela 5. Tabela 5 Esimaiva do modelo de correção de erro Coeficiene Esimaiva Esaísica -calculado Inercepo 0,0002 0,0664 ns P prodbr 0, ,9646* u -1-0,6826-5,2534* R 2 = 0,81 Durbin-Wason = 1,89 sc ns não significaivo. sc sem correlação serial dos resíduos. * Significaivo a 1%. Fone: Resulados da pesquisa. Com a esimação anerior (Tabela 5), foi possível observar que as mudanças de curo prazo, nos preços recebidos pelos produores, êm efeios posiivos e significaivos sobre o preço fuuro da NYBOT. Como o coeficiene de u -1 foi significaivo, pode-se afirmar que cerca de 68% do desequilíbrio no preço da NYBOT, em deerminado mês, é corrigido no mês seguine. O coeficiene esimado para u -1 represena a velocidade do ajusameno enre o preço que vige e o preço dio de equilíbrio, ou preço de longo prazo, praicado na Bolsa de Nova Iorque. De forma resumida, pode-se afirmar que, com base nos resulados enconrados, há um ajusameno da ordem de 68% enre os preços praicados no mercado fuuro da Bolsa de Nova Iorque e os preços pagos aos cafeiculores brasileiros. 10

11 5. Conclusão Considerando que o Brasil é o maior exporador mundial de café arábica, nese esudo procurou-se analisar a inegração enre os preços recebidos pelos produores brasileiros e aqueles praicados na Bolsa de Fuuros de Nova Iorque (NYBOT). Pelos resulados obidos, observa-se que as variações nos preços dos produores domésicos anecedem, em aproximadamene 12 meses, as variações de preços na NYBOT. Esse resulado pode ser jusificado pelo fao de o Brasil ser um grande exporador de café e pela endência naural de alerações nos preços serem senidas, inicialmene, no mercado físico. Assim, pode-se dizer que no período de um ano é o mercado físico que deermina o ajusameno de preços para o café na Bolsa de Nova Iorque. Nesse prazo, as informações disponíveis sobre a produção passada, bem como projeções confiáveis a respeio da próxima safra, são mais imporanes para norear as condições da Bolsa que os componenes especulaivos. Verifica-se que as variáveis apresenam relação de equilíbrio a longo prazo, sendo, porano, inegradas. Esse é um indício de que o mercado de café arábica brasileiro esá funcionando adequadamene, exisindo rápida difusão e propagação de informações enre os agenes dessa cadeia produiva. Esses resulados esão de acordo com as proposições da Lei do Preço Único, ambém observada em muios rabalhos que analisaram a Lei em mercados diversos. Alguns desses rabalhos foram ciados aneriormene, muios apresenando resulados semelhanes aos obidos por ese esudo. Sugere-se, para esudos poseriores, que os preços aos produores de ouros Países exporadores sejam analisados a fim de verificar as relações deles com os preços brasileiros e, ambém, com a NYBOT. Isso permiiria verificar, com maior precisão, a imporância do Brasil no mercado de café arábica. Referências BACHA, E. L. Políica brasileira do café: uma avaliação cenenária. In: MARCELLINO MARTINS & E. JOHNSTON EXPORTADORES LTDA. 150 Anos de Café. 2 a ed. Rio de Janeiro: Mergulhar Serviços Edioriais, 1992, p CECAFÉ CONSELHO DOS EXPORTADORES DE CAFÉ. Dados gerais. Disponível em: (hp:// Acesso em: nov COSTA, S.M.A.L.; FERREIRA FILHO, J.B.S. Liberação comercial no Brasil e inegração nos mercados de commodiies agrícolas: os mercados do algodão, milho e arroz. Revisa de Economia e Sociologia Rural, v.38, n.2, p.41-70, ENGLE, R. F.; GRANGER, C. W. J. Coinegraion and error correcion: represenaion, esimaion and esing. Economerica, v. 35, n.1, p FONTES, A. A.; SILVA, M. L. da; LIMA, J. E. de. Inegração espacial no mercado mineiro de carvão vegeal. Revisa Árvore, Viçosa, v. 29, n. 6, GONZÁLEZ-RIVERA, G.; HELFAND, S. M. The exen, paern and deree of marke 11

12 inegraion: a mulivariae approach for he Brazilian rice marke. American Journal of Agriculural Economics, se GOODWIN, B. K.; SCHROEDER, T. C. Coinegraion ess and spacial price linkages in regional cale markes. American Journal of Agriculural Economics, v. 73, n. 2, p , May GUJARATI, D. N. Economeria básica. Rio de Janeiro: Elsevier, p. INTERNATIONAL COFFEE ORGANIZATION ICO. Hisorical Daa. Disponível em: hp:// Acesso em: 22/01/2007. KRUGMAN, P.; R., OBSTFELD, M. Economia inernacional: eoria e políica. São Paulo: Pearson Addison Wesley, MADDALA, G. S. Inrodução à economeria. 3. ed. Rio de Janeiro: LTC Livros Técnicos e Cieníficos Ediora S.A., p. NOGUEIRA, F. T. P. Inegração espacial e efeividade do hedge no mercado brasileiro de café arábica p. Disseração (Mesrado em Economia Aplicada) Universidade Federal de Viçosa, NOGUEIRA, F. T. P. Inegração dos mercados inernos e exernos de café. 120 p. Tese (Douorado em Economia Aplicada) Universidade Federal de Viçosa, NOGUEIRA, F. T. P.; AGUIAR, D. R. D.; LIMA, J. E. Inegração espacial no mercado brasileiro de café arábica. Nova Economia, v. 2, n. 15, p , maio-ago OCAMPO, J. A. Colômbia y la Economia Mundial, México: Siglo XXI, ROSADO, P. L. Inegração espacial enre os mercados brasileiros de suínos. 117 p. Tese (Douorado em Economia Aplicada) Universidade Federal de Viçosa, SCHROEDER, T. C.; GOODWIN, B. K. Price discovery and coinegraion for live hogs. Journal of Fuures Markes, v. 11, n. 6, p , VALENTE, M. L. C.; BRAGA, M. J. Causalidade e co-inegração no mercado de café enre a BM&F e a NYBOT. Revisa de Economia e Adminisração IBMEC, v. 5, n. 3, p , jul-se