FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA MESTRADO EM ECONOMIA DISSERTAÇÃO DE MESTRADO

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1 FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA MESTRADO EM ECONOMIA DISSERTAÇÃO DE MESTRADO ANÁLISE DO DESEMPENHO DA BALANÇA COMERCIAL BRASILEIRA ESTIMAÇÕES DAS ELASTICIDADES DAS FUNÇÕES DA OFERTA DE EXPORTAÇÃO E DA DEMANDA DE IMPORTAÇÃO (1980/2006) Leonardo David Sapienza Orienador: Paulo Tenani 2007

2 LEONARDO DAVID SAPIENZA ANÁLISE DO DESEMPENHO DA BALANÇA COMERCIAL BRASILEIRA ESTIMAÇÕES DAS ELASTICIDADES DAS FUNÇÕES DA OFERTA DE EXPORTAÇÃO E DA DEMANDA DE IMPORTAÇÃO (1980/2006) Disseração apresenada à Escola de Economia de São Paulo da Fundação Geúlio Vargas, como requisio para obenção de íulo de Mesre em Economia SÃO PAULO

3 Sapienza, Leonardo David Análise do Desempenho da Balança Comercial Brasileira Esimações das Elasicidades das Funções da Ofera de Exporação e da Demanda de Imporação (1980/2006) / Leonardo David Sapienza f. Orienador: Paulo Tenani. Disseração (MPFE) - Escola de Economia de São Paulo. 1. Comércio Inernacional Brasil. I. Tenani, Paulo. II. Disseração (MPFE) - Escola de Economia de São Paulo. III. Tíulo. 3

4 LEONARDO DAVID SAPIENZA ANÁLISE DO DESEMPENHO DA BALANÇA COMERCIAL BRASILEIRA ESTIMAÇÕES DAS ELASTICIDADES DAS FUNÇÕES DA OFERTA DE EXPORTAÇÃO E DA DEMANDA DE IMPORTAÇÃO (1980/2006) Disseração apresenada à Escola de Economia de São Paulo da Fundação Geúlio Vargas, como requisio para obenção de íulo de Mesre em Economias. Daa de Aprovação: / / Banca Examinadora: Prof. Dr. Paulo Tenani (Orienador) FGV-EESP e EASP Prof. Dr. Maria Carolina da Silva Leme FGV-EESP e EASP Prof. Dr. Marcelo Carvalho Universiy of Illinois SÃO PAULO

5 AGRADECIMENTOS Em primeiro lugar, gosaria de agradecer aos meus pais, o engenheiro Dr. João Maurício Romeiro Sapienza e Fáima David Sapienza, que sempre me moivaram e esimularam nese longo caminho de aprendizagem e busca de conhecimeno. Em especial, a minha adorável namorada, companheira e amiga Gabriela Vasques que eseve presene desde muio anes do início do mesrado, suporando minhas ansiedades e impaciência. A minha querida irmã e amiga Andréia Sapienza que sempre despejou palavras de apoio aos meus projeos pessoais. Ao meu chefe e amigo, o sensao Abraham Weinraub, por diversos moivos: fornecer um dos insumos mais preciosos, empo para esudo; direcionar-me profissionalmene, ajudando na escolha da escola e do curso; viabilizar a bolsa de esudos juno ao Banco Vooranim, empresa que rabalhamos e a qual gosaria de deixar regisrado meu agradecimeno; e ajudar-me a enfrenar o desafio acadêmico conjunamene às minhas aividades profissionais. Ao meu orienador prof. Dr. Paulo Tenani que ceramene sem sua ajuda eria enorme dificuldade em concluir minha ese. A odos os meus amigos que se preocuparam, e acredio que ainda se preocupam, comigo. Do mesrado, desaco os rês bons companheiros, André Maian, Anônio Auguso Maheus e Marcelo Scarcelli. Foram horas e mais horas de esudos em grupo. Da faculdade, não poderia deixar de lembrar Gusavo e sua esposa Camila, Serrano e Bia e Tomás e Camila. Do colégio, o meu amigo de longa daa Giuseppe Grimone. Agradeço ao apoio de odas as pessoas que me ajudaram na conclusão de mais uma eapa da minha vida. 5

6 Resumo O objeivo dese esudo é apresenar esimações das elasicidades das equações da ofera de exporação e da demanda de imporação para o Brasil de 1980 a 2006 a parir de dados rimesrais. Na análise empírica, foram uilizadas as écnicas de coinegração mulivariada de Johansen Juselius e modelo de correção de erros (ECM). As exporações brasileiras em valores podem melhor ser explicadas quando decomposas nos índices de preços médios e de volume, pois ambos dependem do índice de preços inernacionais de commodiies. Usando variáveis macroeconômicas como a axa de câmbio real, o volume das exporações mundiais e o índice de preços inernacionais de commodiies, a evidência empírica sugere que exise uma relação de coinegração enre o volume exporado brasileiro e essas variáveis. As esimações ambém foram realizadas de forma desagregada para produos básicos, semimanufaurados e manufaurados. Comprovamos a hipóese de que o país é um omador de preços no comércio inernacional, aravés de eses de causalidade de Granger e de modelo VAR para conhecer a resposa dos preços dos bens exporados a um choque nos preços inernacionais de commodiies, que se mosrou persisene nos eses realizados. Por sua vez, as esimaivas da função de demanda de imporação oais e por caegoria de uso (bens inermediários, bens de capial, bens de consumo duráveis e não duráveis) ambém apresenaram uma relação esável de longo prazo enre volume das imporações brasileiras, preço relaivo e nível de renda domésico, sendo os úlimos medidos pelo câmbio real e o PIB respecivamene. Adicionalmene, foram incluídas as reservas inernacionais, variável não comumene uilizada da lieraura sobre o ema para o país. Os resulados enconrados vão de enconro a ouros esudos, mosrando maior elasicidade da renda do que dos preços. 6

7 SUMÁRIO 1. Inrodução Revisão Bibliográfica Modelando a Função de Ofera de Exporação e Demanda de Imporação Função de Ofera de Exporação Função de Demanda de Imporação Meodologia e Dados Descrição e Análise dos Dados Uilizados Hipóese de país pequeno Resposa de um choque dos preços de commodiies nos preços dos bens exporados Resulados Empíricos Exporações Toais Tese de Coinegração Esimação do Modelo de Correção de Erros Exporações de Produos Básicos Tese de Coinegração Esimação do Modelo de Correção de Erros Exporações de Produos Semimanufaurados Tese de Coinegração Esimação do Modelo de Correção de Erros Exporações de Produos Manufaurados Tese de Coinegração Esimação do Modelo de Correção de Erros Imporações Toais Tese de Coinegração Esimação do Modelo de Correção de Erros Imporações de Bens de Capial Tese de Coinegração Esimação do Modelo de Correção de Erros Imporações de Bens Inermediários Tese de Coinegração Esimação do Modelo de Correção de Erros Imporações de Bens de Consumo Não-Duráveis

8 Tese de Coinegração Esimação do Modelo de Correção de Erros Imporações de Bens de Consumo Duráveis Tese de Coinegração Esimação do Modelo de Correção de Erros Conclusão...69 Bibliografia...76 Apêndice...84 FIGURAS E QUADROS Figura 2.1. Equilíbrio Parcial do Comércio Inernacional...18 Figura 4.1. Índice CRB Spo & do Índice de Preços das Exporações (FUNCEX)...40 Figura 4.2. Resposa do PX a um impulso no CRB...43 Quadro 1.1. Elasicidades de Longo Prazo das Exporações Toais e dos Produos...12 Quadro 1.2. Velocidade de ajuse em relação a desvio da endência de longo prazo das Exporações Toais e por Produos...12 Quadro 1.3. Elasicidades de Longo Prazo das Imporações Toais e das Caegorias de Uso...13 Quadro 1.4. Velocidade de ajuse em relação a desvio da endência de longo prazo das Imporações Toais e por Caegoria de Uso...14 Quadro 1.5. Elasicidades de Longo Prazo das Imporações Toais e das Caegorias de Uso sem Reservas Inernacionais...14 Quadro 1.6. Velocidade de ajuse em relação a desvio da endência de longo prazo das Imporações Toais e por Caegoria de Uso sem Reservas Inernacionais...15 Quadro 4.1. Teses ADF em nível...37 Quadro 4.2. Teses ADF em 1ª diferença...38 Quadro 4.3. Teses ADF em nível...39 Quadro 4.4. Teses ADF em 1ª diferença...39 Quadro 4.5. Teses de Causalidade de Granger...41 Quadro Tese de Coinegração de Máxima Verossimilhança JJ...44 Quadro Esimaivas de Longo Prazo dos Veores de Coinegração

9 Quadro Modelo de Correção de Erros...46 Quadro Tese de Coinegração de Máxima Verossimilhança JJ...47 Quadro Esimaivas de Longo Prazo dos Veores de Coinegração...48 Quadro Modelo de Correção de Erros...49 Quadro Tese de Coinegração de Máxima Verossimilhança JJ...50 Quadro Esimaivas de Longo Prazo dos Veores de Coinegração...50 Quadro Modelo de Correção de Erros...51 Quadro Tese de Coinegração de Máxima Verossimilhança JJ...52 Quadro Esimaivas de Longo Prazo dos Veores de Coinegração...53 Quadro Modelo de Correção de Erros...54 Quadro Tese de Coinegração de Máxima Verossimilhança JJ...55 Quadro Esimaivas de Longo Prazo dos Veores de Coinegração...56 Quadro Modelo de Correção de Erros...57 Quadro Tese de Coinegração de Máxima Verossimilhança JJ...58 Quadro Esimaivas de Longo Prazo dos Veores de Coinegração...59 Quadro Modelo de Correção de Erros...60 Quadro Tese de Coinegração de Máxima Verossimilhança JJ...61 Quadro Esimaivas de Longo Prazo dos Veores de Coinegração...61 Quadro Modelo de Correção de Erros...62 Quadro Tese de Coinegração de Máxima Verossimilhança JJ...63 Quadro Esimaivas de Longo Prazo dos Veores de Coinegração...64 Quadro Modelo de Correção de Erros...65 Quadro Tese de Coinegração de Máxima Verossimilhança JJ Quadro Esimaivas de Longo Prazo dos Veores de Coinegração...67 Quadro Modelo de Correção de Erros...67 Apêndice A4. Tese de raiz uniária Perron (1989)...85 A5. Tese de Coinegração para as Exporações Toais com Dummies Sazonais

10 1. Inrodução A balança comercial brasileira apresenou superávis expressivos nos úlimos quaro anos aé 2006, com significaivo desempenho ano das exporações, num primeiro momeno, quano das imporações. Pela primeira vez na hisória do país, observou-se uma combinação de crescimeno das vendas exernas, fore recuperação das imporações e saldo comercial volumoso. Nese período, a axa média de crescimeno anual das exporações brasileiras em dólares correnes foi de 23,0%, enquano a das imporações foi de 18,4%. O saldo acumulado oalizou quase ceno e cinqüena bilhões. Comparaivamene aos úlimos quarena anos aé 2002, as exporações e as imporações inham crescido 10,1% e 11,5%, respecivamene. Afinal, quais foram as causas desse comporameno? Teria havido alguma mudança nos deerminanes do comércio exerior? Uma análise superficial dos dados do seor exerno da economia brasileira poderia levar à conclusão de uma quebra esruural a parir do ano de Uilizando informações rimesrais para o período de 1980 a 2006, o propósio dese esudo é deerminar se exise uma relação de equilíbrio de longo prazo enre as funções de ofera de exporação e de demanda de imporação e as variáveis explicaivas para o Brasil. Esimam-se ambém equações de exporação por produo (básicos, semimanufaurados e básicos) e de imporações por caegorias de uso (bens de capial, bens de consumo duráveis e não-duráveis e inermediários). Quanificá-las é fundamenal não apenas para o desenho de políicas de comércio exerior, de acordos comerciais e de susenabilidade da dívida exerna. A esimação de equações de ofera de exporação e demanda de imporação possibilia verificar ex-ane alerações nas variáveis condicionanes, permiindo análises prospecivas sobre o comporameno do comércio exerno. A bibliografia sobre o ema sugere como possíveis deerminanes das exporações brasileiras o volume das exporações mundiais, o índice de preços inernacionais de commodiies e a axa de câmbio real. Em paricular, os preços inernacionais de commodiies, medidos pelo índice CRB Spo, merecem desaque por influenciá-las via dois canais. O primeiro é que eles causam os preços médios dos bens exporados do Brasil, dada a elevada paricipação de commodiies na paua das exporações do país. Em ouras palavras, as evidências do ese de causalidade de Granger parecem confirmar a hipóese de um país pequeno no caso brasileiro no comércio inernacional. Ou seja, é possível uilizar o índice CRB Spo para prever o 10

11 preço das exporações brasileiras aravés de um Veor de Auo-Regressão (VAR). O segundo canal é a relação esável de longo prazo dos preços das exporações, ou melhor, dos preços inernacionais de commodiies, do volume do comércio inernacional e da axa de câmbio real com o volume das exporações brasileiras. Como as variáveis explicaivas são inegradas de ordem um I(1), de acordo com o ese Dickey-Fuller Aumenado (ADF), a combinação linear delas resula numa série esacionária, o que se permie uilizar um veor de coinegração e um modelo de correção de erros (ECM). Para as imporações oais, e as diversas caegorias de uso, uilizam-se variáveis explicaivas para o nível de aividade e o preço relaivo. Para a análise empírica, o PIB brasileiro e a axa de câmbio real foram escolhidos. Adicionalmene, incluem-se as reservas inernacionais, não comumene enconradas na lieraura sobre o ema. O racional por rás da inclusão desa variável baseia-se na capacidade de imporar do país. Assim como no caso das exporações, enconrou-se uma relação esável de longo prazo do volume das imporações com elas. Também aqui, odas as variáveis são inegradas de ordem um I(1), de acordo com o ese Dickey-Fuller Aumenado (ADF), o que permie uma combinação linear, gerando uma série esacionária. Além disso, modelamos um Veor de Correção de Erros (VEC) para saber qual é a velocidade de ajuse à desvios da série com relação ao equilíbrio de longo prazo. Em ambos os casos, para se achar as relações de coinegração enre essas variáveis mencionadas, uilizou-se o procedimeno de Johansen (1988 e 1991) e Johansen e Juselius (1990, 1992 e 1994), enquano o modelo de correção de erros foi a écnica uilizada de al forma que seja possível separar choques de curo prazo do equilíbrio de longo prazo enre elas. Os resulados enconrados para as elasicidades de longo prazo das exporações oais e dos produos se resumem no quadro 1.1. Elas mosram que ano as exporações oais quano os produos desagregados respondem ao volume das exporações mundiais, à axa de câmbio real (com exceção dos produos básicos) e aos preços das commodiies. É ineressane noar que ano as exporações oais quano as exporações de produos manufaurados são inelásicas em relação às exporações mundiais (0,78 e 0,71, respecivamene), enquano os produos básicos apresenam elasicidade uniária e os produos semimanufaurados êm elasicidade de 1,16 em relação a esa variável explicaiva. As elasicidades com relação à axa de câmbio real ficaram enre 0,48 e 0,68. Todavia, a elasicidade desa variável para os produos básicos não se mosrou esaisicamene significane. Para os preços de commodiies, as elasicidades das exporações oais, (0,82) dos produos básicos (0,73) e dos manufaurados (0,80) 11

12 ficaram abaixo da unidade. A exceção foram os produos semimanufaurados que se mosraram elásicos (1,30) com relação a eles. Quadro 1.1. Elasicidades de Longo Prazo das Exporações Toais e dos Produos Elasicidades de Longo Prazo Exporações Mundiais (WX) Taxa de Câmbio Real (REER) Preços de Commodiies (CRB) Exporações Toais 0,774 0,480 0,815 Produos Básicos 1,008 0,581* 0,734 Produos Semimanufaurados 1,158 0,538 1,299 Produos Manufaurados 0,705 0,685 0,799 * Não esaisicamene significane a 5% O quadro 1.2. revela a velocidade de ajuse com relação à endência de longo prazo a um deerminado choque nas variáveis explicaivas. Os valores enconrados indicam que o sisema corrige o desequilíbrio no período anerior em 34% por rimesre para as exporações oais. Ese valor é semelhane para os produos básicos (35%) e para os manufaurados (30%). Apenas os produos semimanufaurados apresenaram um valor baixo de convergência (8%) e não significane a um nível de 5%. Quadro 1.2. Velocidade de ajuse em relação a desvio da endência de longo prazo das Exporações Toais e por Produos Velocidade de ajuse α Exporações Toais -0,340 Produos Básicos -0,353 Produos Semimanufaurados -0,079* Produos Manufaurados -0,304 * Não esaisicamene significane a 5% As elasicidades de longo prazo esimadas para as imporações oais e as caegorias de uso com relação à renda domésica, adoando como proxy o PIB, à axa de câmbio real e às reservas inernacionais se enconram no quadro Tano as imporações oais quano a de bens de capial, de bens não-duráveis e de duráveis se 12

13 mosraram elásicas com relação à renda domésica. Conudo, no caso das imporações oais e de bens de capial os sinais enconrados foram conrários ao esperado pela eoria econômica. Os valores enconrados são de 1,61 no caso das imporações oais, 2,01 para as imporações de bens de capial, 4,62 no caso de bens não-duráveis e 2,38 para duráveis. Apenas as imporações de bens inermediários não apresenaram elasicidade esaisicamene significane com relação a esa variável. Além disso, as imporações oais e odas as caegorias de uso se mosraram sensíveis à axa de câmbio real com as elasicidades variando enre 0,75 a 2,46. Também nese caso, os sinais enconrados foram conrários ao esperado pela eoria econômica para as imporações oais, de bens de capial e inermediário. Em relação às reservas inernacionais, com exceção das imporações de bens não-duráveis, odas as caegorias de uso e as imporações oais apresenaram elasicidades esaisicamene significanes e com o sinal esperado. O valor esimado para a elasicidade das imporações oais é próximo da unidade (1,09), o que significa que um aumeno de 10% das reservas inernacionais, eleva as imporações na mesma magniude. Para os bens duráveis o valor enconrado para a elasicidade é semelhane (1,10). Para os bens de capial e bens inermediários os valores enconrados foram de 1,34 e 0,86, respecivamene. Em suma, apenas para as imporações de bens duráveis apresenaram coeficienes esaisicamene significane e com o sinal correo para das variáveis explicaivas. Quadro 1.3. Elasicidades de Longo Prazo das Imporações Toais e das Caegorias de Uso Elasicidades de Longo Prazo Renda Domésica (Y) Taxa de Câmbio Real (REER) Reservas Inernacionais (R) Imporações Toais -1,608 1,318 1,086 Bens de Capial -2,011 0,763 1,344 Bens Inermediários -0,125* 0,744 0,856 Bens Não-Duráveis 4,620-1,804 0,217* Bens Duráveis 2,379-2,460 1,096 * Não esaisicamene significane a 5% O quadro 1.4. mosra a velocidade de ajuse com relação à endência de longo prazo a um deerminado choque nas variáveis explicaivas. Os valores enconrados 13

14 indicam que o sisema corrige o desequilíbrio no período anerior em 12% por rimesre para as imporações oais, menor do que no caso das exporações. Ese valor é semelhane para os bens de capial (13%) e para os bens inermediários (15%). A convergência no caso dos bens duráveis e não duráveis se mosrou mais rápida, em 28% e 36% respecivamene. Quadro 1.4. Velocidade de ajuse em relação a desvio da endência de longo prazo das Imporações Toais e por Caegoria de Uso Velocidade de ajuse α Imporações Toais -0,122 Bens de Capial -0,128 Bens Inermediários -0,150 Bens Não-Duráveis -0,358 Bens Duráveis -0,276 Não esaisicamene significane a 5% Todavia, os dados parecem sugerir um erro de especificação ao incluir reservas inernacionais, dado o papel conroverso de uilizar al variável na função de demanda de imporação. O quadro 1.5. apresena as esimaivas das elasicidades sem reservas inernacionais. Ao excluí-las, os sinais dos coeficienes da renda domésica e da axa de câmbio se mosraram correos e com magniudes da primeira superior a ulima. Quadro 1.5. Elasicidades de Longo Prazo das Imporações Toais e das Caegorias de Uso sem Reservas Inernacionais Elasicidades de Longo Prazo Renda Domésica (Y) Taxa de Câmbio Real (REER) Reservas Inernacionais (R) Imporações Toais 5,000-3, Bens de Capial 6,413-3, Bens Inermediários 5,718-2, Bens Não-Duráveis 5,699-2, Bens Duráveis 7,953-5, * Não esaisicamene significane a 5% 14

15 Já o quadro 1.6. ilusra que a velocidade de ajuse com relação à endência de longo prazo a um deerminado choque nas variáveis explicaivas foram esaisicamene significane apenas para as imporações de bens de capial e para bens não-duráveis. Os valores enconrados indicam que o sisema corrige o desequilíbrio no período anerior em 12% por rimesre para as imporações de bens de capial e 30% para as imporações de bens não-duráveis. Quadro 1.6. Velocidade de ajuse em relação a desvio da endência de longo prazo das Imporações Toais e por Caegoria de Uso sem Reservas Inernacionais Velocidade de ajuse α Imporações Toais -0,029* Bens de Capial -0,117 Bens Inermediários -0,032* Bens Não-Duráveis -0,306 Bens Duráveis -0,025* * Não esaisicamene significane a 5% Ese rabalho esá divido em cinco seções além desa inrodução. A segunda pare faz uma revisão bibliográfica sobre o assuno, procurando analisar ano esudos sobre a experiência inernacional como resulados para a economia brasileira. A erceira seção apresena a modelagem das equações a serem esimadas. A quara seção expõe a meodologia e os dados empregados. Apresenam-se o ese de presença de raiz uniária das vaiáveis explicaiva, Dickey-Fuller Aumenando (ADF), para deerminar se odas elas são inegradas de ordem um. Essa condição é necessária para que se possam realizar os eses de coinegração de Johansen, a fim de esimar a relação de longo prazo das funções de ofera de exporação e demanda de imporação. Ainda nesa seção, apresenam-se a meodologia do modelo de correção de erros e os eses da hipóese de país pequeno no caso brasileiro, ou seja, se os preços bens exporado são deerminados no exerior. A quina seção apresena os resulados das elasicidades das funções de ofera de exporação e de demanda de imporação. A úlima seção conclui o rabalho. 15

16 2. Revisão Bibliográfica Um dos objeivos dos esudos de fluxo de comércio é enconrar os efeios da depreciação da axa de câmbio real na balança comercial. Para ano, a parir das esimações das funções de demanda de imporação e ofera de exporação, uilizam-se suas elasicidades. Os volumes de imporação ou exporação são regredidos nas axas efeivas de câmbio, no preço relaivo de exporação ou imporação e na renda real mundial e/ou domésica. O objeivo de ais esimações é fazer inferências econômicas como, por exemplo, a condição de Marshall-Lerner na qual a depreciação ou desvalorização da axa de câmbio de um país ajusará a balança comercial se a soma dos valores absoluos das elasicidades-preço das demandas domésica e esrangeira das imporações for maior que a unidade, assumindo que a balança comercial eseja inicialmene em equilíbrio. Assim, se quisermos saber se uma desvalorização cambial provoca um ajuse no saldo comercial, basa esimar as funções de demanda de imporação e exporação e checar ser a soma absolua das elasicidades-preço excede a unidade. Uma condição de relação esável enre saldos comerciais e câmbio real é da pelo modelo de equilíbrio parcial de Bickerdike-Robinson-Mezler, BRM. Suponha que os preços relaivos de bens imporáveis e exporáveis sejam dados por π m = ( SP M ) P π = ( ) P x SP X condições de equilíbrio: M X. Os fluxos de imporações e exporações são deerminados pelas ( π m ) = X ( π m ) ( π ) M ( π ) m = m ou seja, a demanda de imporações do Brasil ( ) m M π é igual à ofera mundial ( ) m e X π, enquano a ofera de exporações brasileiras, X ( π m ) é igual à demanda mundial ( ) M π m. Os preços relaivos de imporáveis e exporáveis são dados pelos seus valores inernacionais π Qπ e π m = m x = Qπ x, sendo Q o câmbio real. Ou ainda, o valor real da balança comercial em preços domésicos: 16

17 B = π x X π m M Quando há uma mudança no câmbio real, mudam-se os preços domésico e inernacional, além das quanidades exporada e imporada. Com isso, o saldo comercial ambém se alera. B = B( Q) O sinal da derivada de B em relação a Q ( db dq) dependerá, porano, das elasicidades das funções e pode ser obido diferenciando a equação acima: db Xπ η ε 1 ε + η ε + η ( + ε ) ( 1 η) Qˆ = x Onde ε, η são as elasicidades da demanda de imporações e da ofera de exporações no Brasil, η, ε são as elasicidades correspondenes no reso do mundo, e Qˆ é a axa de variação do câmbio real. Ou seja, o efeio de uma desvalorização cambial na balança comercial depende dos valores dessas elasicidades. Uma simplificação desse modelo proposa por Dornbusch (1975) e Corden (1994) é considerar que as exporações e as imporações dependam dos preços nominais e que as relações de roca não se aleram, ou seja, os bens imporáveis e exporáveis podem ser combinados em um único bem inernacional. Na figura 2.1., a curva TT é a curva de ransformação enre bens inernacionais (eixo verical) e bens domésicos, e U ju j são as curvas de indiferença, deerminando a subsiuição no consumo. O equilíbrio simulâneo nos dois mercados, de bens inernacionais e domésicos, é obido no pono de angência, D, com a renda medida em unidades de bens domésicos dada pela disância OZ. Uma desvalorização desloca a produção para A e o consumo para C, sendo a renda medida em unidades de bens domésicos dada por OZ. A desvalorização produziu um superávi comercial e um excesso de demanda de bens de domésicos, que, na ausência de uma desabsorção, elevará seus preços, fazendo com que uma desvalorização do câmbio nominal se ransforme, em pare, em inflação nos preços de bens domésicos, o que limia a desvalorização do câmbio real. 17

18 Figura 2.1. Equilíbrio parcial do comércio inernacional Y T T A B D C O T Z Z Y N Supondo que a propensão a consumir bens domésicos seja igual a unidade, iso é, que as disâncias horizonais enre as curvas de indiferença sejam sempre iguais, um imposo que reduza a renda disponível em BC levará ao novo equilíbrio em B, gerando um superávi comercial devido à desabsorção. Apenas com a mudança do câmbio nominal, o excesso de demanda de bens domésicos seria incapaz de produzir mudança nos saldos comerciais. Muios dos rabalhos acadêmicos de comércio inernacional sobre esimações de ofera e demanda se baseiam no esudo de Goldsein e Khan (1978) que propõe dois modelos para analisar o comporameno do comercio inernacional. O primeiro se refere ao equilíbrio enre a quanidade oferada e demandada de exporação enquano o úlimo incorpora um mecanismo de ajuse parcial a um desequilíbrio no mercado. A especificação do modelo de demanda de exporação é dada por: d log X = α 0 + α1 log( PX PXW ) + α 2 logyw na qual: X d é a quanidade demandada de exporação; PX é o preço das exporações; PXW é a média ponderada dos preços dos produos concorrenes de ouros países; YW é a média ponderada das rendas reais dos parceiros comerciais do país exporador. 18

19 Sendo que α < 1 0 e α > 0 2. Assume-se que variações em qualquer um dos componenes da relação preços são homogêneos. PX PXW acarream efeios de mesma magniude, ou seja, os A equação da ofera de exporações ambém é especificada na forma log-linear, sendo expressa em função do preço relaivo (de exporação em relação ao domésico) e de um índice represenaivo da capacidade produiva do país exporador: log X s = β β1 log( PX P) β 2 log Y * na qual: X s PX P * Y é a quanidade oferada de exporação; é o preço das exporações; é o preço domésico; é a capacidade produiva domésica (produo poencial). Quando o preço das exporações aumena com relação aos preços domésicos, aumena o esímulo para os exporadores em oferar seus produos. Considera-se ambém que exisa relação posiiva enre a capacidade produiva domésica e a quanidade oferada para exporações ( β 1 e β > 2 0 ). Os auores consideram a seguine especificação no modelo de ajusameno para o quanum demandado: d [ log X log X ] log X = γ 0 γ 1 1 na qual γ é o coeficiene de ajusameno e é o operador de primeira diferença. Subsiuindo-se a equação acima na função de demanda, em-se: log X = c0 + c1 log( PX PWX ) + c2 logyw + c3 log X 1 sendo c 0 = γα 0, c 1 = γα1, c 2 = γα 2, c 3 = 1 γ. Baseado nos sinais esperados dos parâmeros α 1, α 2 e γ, espera-se que: c < 1 0, c > 0 e c > Com uso desse mesmo mecanismo de ajusameno parcial para o caso do quanum oferado de exporação, obém-se uma função de ofera de exporação que em 19

20 enre as variáveis explicaivas uma defasagem da variável dependene. O modelo de desequilíbrio pode ambém ser aplicado para as equações na forma reduzida. Zini (1970) esimou equações de demanda de exporação para o Brasil similares a proposa por Goldsein & Kahn. A diferença básica enre o modelo de Goldsein e Khan (1978) e o de Zini (1970) diz respeio à inclusão, na função de ofera, de variáveis que represenam a capacidade produiva domésica, pois conforme cresce a capacidade produiva cresce a ofera para os mercados domésico e exerno, e a uilização dessa capacidade para capar os efeios de ciclos econômicos. Exise a premissa de que os produores, durane períodos de crescimeno econômico, devem aender preferencialmene à demanda domésica, preservando assim sua paricipação nesse mercado. Modelos que incluem ano as funções de ofera quano as de demanda de exporações são esimados em sua forma esruural por meio de meodologia adequada para a resolução de equações simulâneas. No enano, pode-se especificar as funções de exporações a parir de modelos uniequacionais com variáveis relacionadas à ofera e à demanda exerna do produo. Esses modelos não são fundamenados na hipóese de país pequeno, pois os modelos esruurais que dão origem à forma reduzida consideram funções ano de ofera como de demanda com elasicidades finias, segundo alera de Markwald e Braga (1993). Ouros esudos se devem às especificações de subsiuição de imporação imperfeia de Porugal (1992) que levam em consideração a pequena diferenciação enre os produos domésicos e esrangeiros, além da diferenciação de preços, e equações básicas a seguir: M d = f ( Y, e. P, P, T ) n m ( P, P, S Y ) M, s = f m d n d M = M s d onde M é o quanum das imporações, Y n é a renda domésica nominal, e é a axa de câmbio, P m é o preço das imporações, P d é o preço domésico, T é uma arifa de imporação; e S são os subsídios à exporação. O sinal (*) indica que os valores correspondem à economia esrangeira; (s) indica equação de ofera; e (d) indica equação de demanda. Os preços esão em moeda esrangeira. Todavia, oma-se a hipóese de 20

21 exogeneidade da ofera de imporação, uma vez que o amanho da economia brasileira não imporia uma resrição de seus fornecedores. Assim, apenas a quanidade imporada é a variável endógena. Assumindo que não há véu moneário: ( Y, e. P, P, T ) = f (( Y P ), ( e. P P )) = f ( Y, ( e P P )) d M = f n m d n d m d. m d Deve-se considerar ainda que o efeio de arifas e subsídios pode não ser esaisicamene significane, e que a uilização da capacidade insalada impora para a resposa das imporações, assim como o produo poencial. ( Y, e. P ( 1+ T ) P P Y Y ) ( Y, e. P ( 1+ T ) P P Y ) d M = f m d, d M = f m d, Oura alernaiva seria esimar modelos mais dinâmicos de comporameno do fluxo comercial. Como proposo por Junz e Rhomberg (1973) e Goldsein e Khan (1985), devido a defasagens na produção, na enrega e na decisão, a resposa das exporações e imporações a mudanças em ouras variáveis não é imediaa, ou a curva J, enquano a condição de Marshall-Lerner não envolve nenhuma dinâmica. Goldsein e Khan (1985) propuseram uma série de especificações na modelagem de balança comercial com diversas esimações de elasicidades-preço e renda. Uilizando dados anuais para vários países, denre eles o Brasil, por exemplo, Khan (1974) usou o seguine modelo: ( PM i PD ) + α Yi d log i 0 + α1 log i 2 M = α log + µ essa é a função de demanda de imporação, onde M i é a quanidade de imporação do país i, PM é o valor da unidade de imporação no país i, PD i é o nível de preço domésico do país i, Y i é o PIB real do país i e µ é o erro associado a cada observação. ( PX i PW ) + β Wi ν d log X i 0 + β1 log i 2 = β log + 21

22 essa é a função de demanda de exporação, onde X i é a quanidade de exporação do país i, PX i é o valor da unidade de exporação no país i, PW é o nível de preço mundial, W é a renda mundial real. Uma vez que as especificações levam em cona o logarimo de cada variável, os parâmeros são as próprias elasicidades das imporações e exporações pelas variáveis correspondenes. Warner e Kreinin (1993) propuseram modelo com períodos de regime de câmbio fixo e fluuane, a parir de dados rimesrais de 1957:1-1970:4 e 1972: :4 respecivamene, esimando funções de demanda de imporação sem produos de peróleo. log M = c + α 1 logy + α 2 log ( PM PD) log M = c + β 1 logy + β 2 log PD + β3 log PM (câmbio fixo) FC log M = c + β 1 logy + β 2 log PD + β3 log PM + β 4 log E (câmbio fluuane) Segundo Lewis (1980), o comércio exerior enre os países em desenvolvimeno seria uma fone alernaiva de crescimeno para os mesmos, compensando a endência secular de desaceleração do crescimeno dos países desenvolvidos como propulsor de desenvolvimeno. Por ouro lado, Riedel (1984) conrapõe a ese de Lewis argumenando que a maioria dos países em desenvolvimeno se depara com uma função de demanda de exporação negaivamene inclinada e, porano, podem expandir suas exporações aravés de compeição de preços, mesmo com o desaquecimeno dos países indusriais. Todavia, Faini, Clavijo e Sehnadji (1992) provaram empiricamene que o argumeno de Riedel sofre da falácia da composição, uma vez que um país pode conquisar mercado a parir de uma desvalorização real da axa de câmbio, mas não odos os países simulaneamene. Os resulados dos esudos sobre os efeios de mudanças nos preços relaivos nas exporações e imporações não são convergenes. Rose (1990, 1991) e Osry e Rose (1992) acharam que uma desvalorização real não em um impaco significaivo na balança comercial, enquano Márquez e McNeilly (1998) e Reinhar (1995) enconraram um efeio na balança comercial. Por ouro lado, o esudo realizado por Dornbusch, Goldfajn e Valdes (1995) essa relação foi percebida para o caso mexicano, 22

23 o mesmo ocorrendo no Brasil para o período de 1975 a 1991, de acordo com a axa de câmbio real uilizada por Nunes (1994). Zini e Cai (1993) rejeiaram a versão absolua da Paridade de Poder de Compra (PPC) no Brasil, no período de 1895 e 1990, com base em eses de coinegração. Ou seja, eles não conseguiram rejeiar a presença de raiz uniária no câmbio real. Ese resulado foi confirmado por Fava e Alves (1996) uilizando coinegração fracionada. Em esudo sobre a PPC para um deerminado conjuno de países, Froo e Rogoff (1995) confluíram que essa não é uma relação de curo prazo e que fluuações no câmbio nominal ocorrem sobre a axa cambial real com um elevado grau de persisência. Além disso, a hipóeses de um passeio aleaório não seria validada em análises empíricas com séries mais longas. Zini Jr. (1988) enconrou em seus esudos elasicidade-renda superior a elasicidade-preço na equação de demanda, a parir de esimação simulânea com dados rimesrais enre 1970 e 1786 para produos indusrializados, agrícolas e minerais, enquano na equação de ofera a uilização da capacidade insalada foi deerminane, principalmene nos manufaurados. Casro & Cavalcani (1997) realizaram esimações de equações de exporação oais e desagregadas (produos manufaurados, semimanufaurados e básicos) para o Brasil, no período de 1955/1995. Eles consideraram como variáveis explicaivas a axa de câmbio real, uma proxy para o nível de renda mundial e um indicador do nível de renda domésico e enconraram elasicidades renda e preço significanes. A meodologia uilizada foi a Correção de Erros (VEC). Cavalcani & Ribeiro (1998) uilizaram o procedimeno de Johansen com dados mensais de 1977 e 1996 de quanum e preços e obiveram evidências de que o preço relaivo foi relevane em odas as especificações por faores agregados. As exporações de manufaurados e semimanufaurados foram explicados por uma endência de longo prazo, a parir da proxy de crescimeno do comércio mundial. Genericamene, os esudos consideram como deerminanes da demanda de exporações o nível de renda exerna, em ermos reais, e uma variável que represene os preços relaivos enre os bens exporados e subsiuos no mercado inernacional, sendo odos eles dados em moeda esrangeira. Empiricamene, as variáveis uilizadas podem variar de acordo com o país e/ou o período analisado e, obviamene, com a disponibilidade dos dados. Por exemplo, a renda exerna pode ser represenada pelas imporações ou exporações mundiais. Para os preços de bens subsiuos no mercado 23

24 inernacional uilizam-se índices de preços mundiais ou preços relevanes para os parceiros comerciais em geral, preços de imporação. Por ouro lado, na função de ofera de exporação usa-se uma ampla gama de variáveis explicaivas que podem deerminar a capacidade dos produores em exporar. Para ano, índices para a capacidade produiva como o PIB poencial, produividade ou axa de invesimeno podem explicar parcela significaiva do componene endencial da evolução da ofera de exporação. Pode-se, ainda, incluir na especificação da função de ofera de exporação uma variável associada aos ciclos econômicos inernos (por exemplo, a uilização da capacidade insalada), pois elas represenam uma alernaiva de demanda para eviar o aumeno da capacidade ociosa na indúsria nacional. Isso se dá principalmene em produos manufaurados, como proposo por Cavalcani e Ribeiro (1998). A axa de câmbio real é a base para a comparação enre as renabilidades no mercado inerno e exerno. O nível e a volailidade da axa de câmbio real deerminam, respecivamene, o valor esperado e a variância da remuneração relaiva das exporações. A formulação mais comum da axa de renabilidade real das exporações é dada pela muliplicação do índice de preços de exporação pela axa de câmbio nominal e por algum índice de incenivos à aividade exporadora, dividido pelo índice de preços no aacado domésico. A conribuição do esudo aqui proposo para a lieraura sobre o ema para o caso brasileiro advém da exensão do período de análise em mais de uma década comparaivamene ao esudo de Casro & Cavalcani (1997), no caso das exporações oais e desagregadas por faores. Ese período é exremamene relevane para a balança comercial brasileira, pois ela passou de uma siuação deficiária no período de sobrevalorização em um regime de axa de câmbio fixo que foi o Plano Real de 1994 a 1999, para uma de superávis comerciais subsanciais a parir de No lado das imporações, procurou-se ampliar o debae da capacidade de imporar do Brasil incluindo como proxy as reservas inernacionais. As dificuldades para a flexibilização da resrição exerna de divisas ornam ineviável o ajuse do balanço de pagamenos por meio do conrole da demanda por imporações. Há na lieraura a sugesão de que as imporações dos países em desenvolvimeno são foremene influenciadas por suas receias de divisas. O argumeno é que a demanda de divisas nesses países geralmene excede sua ofera a uma deerminada axa cambial porque exisiria uma demanda reprimida por imporação. Quando o esoque de reservas exernas é reduzido, quedas nas receias de exporação, dada por um choque em 24

25 quaisquer variáveis que a explicam, fazem com que a decisão de políica econômica não seja oura senão resringir quaniaivas às imporações, pelo menos no curo prazo. Isso porque a demanda de exporação nesses países ende a ser preço-inelásica, o influxo de capiais por meio de emprésimos exernos é deerminado pelos ciclos do capial financeiro global, enquano os invesimenos direos de capial esrangeiro são função das expecaivas de lucro no longo prazo e pagamenos de serviços de faores e de amorizações são fixados conraualmene. Similarmene, as resrições são afrouxadas caso as receias de divisas se elevem. Em Resende (2001), esou-se a hipóese de que as imporações são função da disponibilidade de divisas exernas, no Brasil, pois seria ineviável o ajuse do balanço de pagamenos por meio do conrole das imporações, afeando os ciclos de crescimeno na economia brasileira. Ele consruiu uma variável chamada capacidade de imporar (CM) que era definida em função do saldo das conas de capial, de serviços de faores e das exporações. Para ano, ele desenvolveu e esimou funções de demanda de imporação oal e por caegoria de uso para o Brasil, enre o primeiro rimesre de 1978 e o quaro rimesre de 1998, conemplando como argumenos de ais funções uma variável de disponibilidade de divisas (capacidade de imporação), além daquelas variáveis radicionalmene observadas na lieraura. 25

26 3. Modelando a Função de Ofera de Exporação e Demanda de Imporação Adoa-se a hipóese de que o Brasil é considerado um país pequeno no conexo inernacional, a qual é esada na próxima seção, de forma que as exporações não são suficienemene expressivas para influenciar os preços no mercado exerno. Nesse caso, considera-se apenas a função de ofera para a especificação de um modelo analíico. Tal proposa pode ser considerada procedene, dada a predominância de commodiies a paua das exporações brasileiras produos que são relaivamene homogêneos e a pequena represenaividade do Brasil no comércio inernacional. Embora não seja objeo de esudo aqui, há ainda duas formas alernaivas para a especificação de um modelo de exporação. Uma delas é considerar a função de ofera perfeiamene elásica, pressupondo-se assim a exisência de capacidade ociosa na indúsria domésica e/ou ecnologia de produção com reornos consanes ou crescenes de escala, e função de demanda por exporação com elasicidade-preço finia, com a hipóese de represenaividade no mercado mundial e/ou produção de bens não subsiuos perfeios. Ou seja, a modelagem resume-se ao ajusameno da função de demanda. Como demonsrado por Binkley (1981), a especificação da demanda por imporação como uma única equação é perinene quando a ofera confronada pelo país imporador é exógena. É imporane desacar que nos casos em que a demanda (ou a ofera) é esimada a parir de uma única equação, o efeio simulâneo não em aplicação práica. Por fim, a oura alernaiva consise em considerar que ano a ofera como a demanda pela exporação êm elasicidade finia, de forma que o preço e a quanidade são deerminados simulaneamene pela ineração das funções de ofera e demanda Função de Ofera de Exporação No presene esudo esima-se um modelo uniequacional para analisar os efeios de variáveis condicionanes da ofera de exporação sobre o quanum exporado. Na especificação do modelo de exporação supõe-se que os produos sejam subsiuos imperfeios. Isso é imporane, pois no caso de subsiuição perfeia haveria inconsisência com a esimação empírica dos valores elasicidades-preços da demanda. Em mercados em concorrência perfeia, com cusos marginais consanes, a suposição de subsiuição perfeia enre o produo domésico e o imporado implicaria dominância de um dos mercados e elasicidade infinia. 26

27 Assim, o modelo aqui proposo baseia-se em rês variáveis do sisema de coinegração. A função de ofera de exporação de longo prazo para o Brasil é especificado como: onde: ln 0 + β1 lnwx + β 2 ln E + β 3 X = β ln CRB + µ X = logarimo naural da quanidade real oferada de exporação agregada pelo Brasil no período () WX = logarimo naural do volume das exporações mundiais no período () E = logarimo naural da axa de câmbio real do Brasil no período () CRB = logarimo naural do índice de preços inernacionais de commodiies no período () µ = ermo de erro aleaório com propriedades clássicas usuais As formas funcionais mais comumene enconradas para as relações de ofera de exporação e demanda de imporação são lineares e log-lineares (ver Kreinin (1967), Khan (1974), Magee (1975)). Já que a eoria econômica não provém nenhum criério a priori para a seleção da forma funcional apropriada, a quesão da escolha dela se orna um problema empírico. Segundo Khan e Ross (1977) e Salas (1982), a formulação logarímica é preferível porque, primeiro, ela fornece a esimação direa das elasicidades de imporação; em segundo lugar, ela permie que as imporações reajam proporcionalmene a um aumeno e queda nas variáveis explicaivas (Khan (1975)). Ainda se inclui a consane β 0 devido ao fao de haver alguma exporação mesmo se odas as ouras variáveis forem zero. O ermo residual mosra que as exporações são ambém afeadas por ouras variáveis não incluídas no modelo. O sinal esperado pelo o coeficiene do WX é posiivo ( β > 1 0 ). Espera-se que o volume das exporações de um país aumene à medida que o comércio inernacional aumene. Iso é, para cada x% de aumeno no quanum exporado mundial, devemos esperar x% de aumeno na quanidade de bens brasileiros exporados devido ao efeio escala. A axa de câmbio real deve apresenar sinal posiivo ( β > 2 0), pois uma desvalorização, ou elevação do índice que a mede, eleva o quanum exporado por ornar eses produos mais baraos no exerior. Já o coeficiene do índice de preços commodiies inernacionais é esperado que seja posiivo ( β > 3 0). De fao, é de se esperar que as elasicidades da axa de câmbio real e do índice de preços inernacionais 27

28 de commodiies sejam próximas, ou seja, o efeio de uma valorização cambial poderia ser compensado pelo aumeno de mesma magniude dos preços de commodiies. O passo final na análise é a esimação de um modelo de correção de erros (VEC). Quando as variáveis na equação são coinegradas, exisem mecanismos de correção de erros que combina as relações de equilíbrio de longo prazo com a dinâmica de ajuse de curo prazo. Baseado no eorema de represenação desenvolvido por Engle e Granger (1987), a exisência de uma relação de coinegração enre um conjuno de I(1) implica que a seguine represenação da dinâmica de correção de erros dos dados. X = α 0 + α 1 ECT 1 + n n n n βi X i + λi WX i + χ E i + Ψ CRB i + i= 1 i= 0 i= 0 i ε Onde ECT é o ermo de correção de erro defasado e é o resíduo da equação da função de 1 ofera de exporação especificada acima da regressão de coinegração, para que não se perca a informação de longo-prazo dos dados (Maddala, 1992). Deve ser noado que o ermo de correção de erro, ECT I (0), capura o ajuse ao equilíbrio de longo prazo. O coeficiene α 1 represena a proporção do desvio das exporações reais em um período corrigido no próximo. Esa equação é esimada com uma esruura de defasagens geral para odas as variáveis na equação da demanda de imporação, uma consane e um ermo de correção de erro defasado Função de Demanda de Imporação Para modelar a função de demanda de imporação oal para o Brasil seguimos o modelo de subsiuos imperfeios proposo por Goldsein e Khan (1985), no qual a hipóese principal é que nem as exporações nem as imporações são subsiuos perfeios para bens domésicos. Uma vez que as imporações brasileiras são apenas uma pequena fração do oal imporado mundialmene, assume-se que a ofera mundial de imporações para o Brasil é perfeiamene elásica. Esa hipóese parece se realisa no caso brasileiro porque o reso do mundo é capaz de aumenar a ofera de exporações para o país sem mesmo um aumeno nos preços. A hipóese de elasicidade da ofera de imporação infinia reduz o modelo em uma simples equação de função de demanda de imporação. A lieraura sobre demanda de imporação adoa a quanidade de demanda de imporação como função dos preços relaivos e da renda domésica real (ver 28

29 Houhakker e Magee, (1969) Leamer e Serm, (1970) Murray e Ginmam, (1976) Goldsein e Khan, (1985) Dornbusch (1988) Hooper e Marquez (1993 e Carone, (1996)). Opamos por colocar as reservas em moeda esrangeira como uma das variáveis da função de demanda de imporação, para verificar se um aumeno das reservas inernacionais em algum impaco na função da demanda de imporação agregada, seguindo a sugesão de Dash (2005) em esudo semelhane para a Índia. O nível de reservas inernacionais é ambém relevane para o desenho de políicas de imporação em um país em desenvolvimeno. Adoa-se a hipóese que especialmene em países em desenvolvimeno o volume das imporações é amplamene dependene da disponibilidade das reservas inernacionais para financiar as imporações. As reservas são basicamene deidas para alcançar um equilíbrio enre a demanda e ofera de moeda esrangeira, para inervenção, e para preservar a confiança na habilidade do país em conduzir ransações esrangeiras. Os alos níveis de reservas ceramene asseguraram a confiança do consumidor e deram ao Brasil uma boa imagem no ambiene inernacional. As reservas brasileiras cresceram significaivamene a parir de Assim, o modelo aqui proposo baseia-se em rês variáveis do sisema de coinegração. A função de demanda de imporação de longo prazo para o Brasil é especificado como: onde: ln 0 + β1 ln Y + β 2 ln E + β3 M = β ln R + µ M = logarimo naural da quanidade real demandada de imporação agregada pelo Brasil no período () Y = logarimo naural do PIB do Brasil no período () E = logarimo naural da axa de câmbio real do Brasil no período () R = logarimo naural das reservas em moeda esrangeira do Brasil no período () µ = ermo de erro aleaório com propriedades clássicas usuais O sinal esperado pelo o coeficiene do Y é posiivo ( β > 1 0). Espera-se que o volume das imporações de um país aumene à medida que a renda real do país aumena e vice-versa. Conrariamene, se o aumeno da renda real for devido a um aumeno da imporação de bens subsiuos, as imporações podem declinar com o aumeno da renda. Nese caso o sinal do coeficiene seria ( β < 1 0). A axa de câmbio real deve 29

30 apresenar sinal negaivo ( β < 2 0), pois uma desvalorização, ou elevação do índice que a mede, reduz o quanum imporado por ornar eses produos mais caros comparaivamene aos bens domésicos. Já o coeficiene das reservas de moedas esrangeira é esperado que seja posiivo ( β > 3 0), porque uma vez que a resrição das reservas inernacionais é relaxada, maiores deverão ser as quanidades de imporações. O passo final na análise é a esimação de um modelo de correção de erros (VEC). Quando as variáveis na equação são coinegradas, exisem mecanismos de correção de erros que combina as relações de equilíbrio de longo prazo com a dinâmica de ajuse de curo prazo. Baseado no eorema de represenação desenvolvido por Engle e Granger (1987), a exisência de uma relação de coinegração enre um conjuno de I(1) implica que a seguine represenação da dinâmica de correção de erros dos dados. M = α 0 + α 1 ECT 1 + n n n n βi M i + λi Y i + χ E i + Ψ R i + i= 1 i= 0 i= 0 i ε Onde ECT é o ermo de correção de erro defasado e é o resíduo da equação da função de 1 demanda de imporação especificada acima da regressão de coinegração, para que não se perca a informação de longo-prazo dos dados. Deve ser noado que o ermo de correção de erro, ECT I (0), capura o ajuse ao equilíbrio de longo prazo. O coeficiene α 1 represena a proporção do desvio das imporações reais em um período corrigido no próximo. Esa equação é esimada com uma esruura de defasagens geral para odas as variáveis na equação da demanda de imporação, uma consane e um ermo de correção de erro defasado. 30

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