EVOLUÇÃO DOS PREÇOS DE AÇÚCAR DEFLACIONADOS NOS PERÍODOS DE 1998 ATÉ 2008 E ELABORAÇÃO DE MODELO DE ESTIMATIVAS DE PREÇOS FUTUROS p33108@hotmail.

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1 EVOLUÇÃO DOS PREÇOS DE AÇÚCAR DEFLACIONADOS NOS PERÍODOS DE 1998 ATÉ 8 E ELABORAÇÃO DE MODELO DE ESTIMATIVAS DE PREÇOS FUTUROS p3318@homail.com APRESENTACAO ORAL-Comercialização, Mercados e Preços PAULO HENRIQUE DE LIMA SIQUEIRA. UNIVERSIDADE FEDERAL DE LAVRAS - UFLA, LAVRAS - MG - BRASIL. Evolução dos preços de açúcar deflacionados nos períodos de 1998 aé 8 e elaboração de modelo de esimaivas de preços fuuros Grupo de Pesquisa: Comercialização, Mercados e Preços Resumo: Aé o final dos anos de 198, assim como em ouros seores econômicos o governo sempre inerferiu na aividade sucroalcooleira, conrolando inclusive os preços do açúcar. Enreano, a parir desse período houve uma aberura da economia brasileira acompanhada com o afasameno do fomeno e do conrole do governo, o que aumenou as dificuldades de muios agenes econômicos dessa aividade, obrigando novas esraégias que possibiliassem sua sobrevivência. Uma esimaiva mais precisa dos preços se fez necessária e a adoção das séries emporais como ferramena esaísica orna-se fundamenal nesse processo. Nese rabalho, foi esimado um modelo que auxilie esses agenes na esimaiva dos possíveis preços fuuros do açúcar, considerando as possíveis endências, sazonalidades deerminísicas ou esocásicas, bem como as inervenções observadas no período. Palavras-chaves: preços, açúcar, séries emporais Summary: Unil he lae 198s, similar as in oher economic secors, he governmen inerfered in he alcohol indusry aciviy, including conrol of sugar prices. However, in he beginning of he 199 s he Brazilian s economy was opened and he financial and conrol governmen were finished, which increased he difficulies of he many economic agens in his aciviy, requiring new sraegies ha would enable heir survival. A beer prices esimaive was necessary and he adopion of ime series and saisical ool becomes fundamenal in his process. In his work, we esimaed a model o assis hose economic agens in he esimae of possible fuure prices of sugar, considering possible rends, seasonaliy deerminisic or sochasic, as well as he inervenions in he period observed. Keys-words: prices, sugar, imes series 1 Inrodução A produção da cana-de-açúcar, uma das primeiras aividades de imporância econômica no Brasil e a mais aniga desenvolvida no país, é basicamene desinada à indúsria do açúcar e do álcool. Denre os produos agrícolas desinados à indúsria, a cana- 1

2 de-açúcar desaca-se pela radição, relevância socioeconômica, função energéica e pela disribuição geográfica por odo o país (VIEIRA, 1999). O Brasil é o maior produor mundial de açúcar de cana, em os menores cusos de produção e apresena os melhores índices de produividade enre os principais produores. Além disso, o país em manido a posição de maior exporador mundial de açúcar, bem acima dos ouros países principais exporadores. A agroindúsria do açúcar e do álcool vem sofrendo diversas ransformações, inseridas num processo mais amplo de inenso movimeno de concenração e cenralização de capiais na agroindúsria nacional, com o aumeno das falências, fusões e aquisições e com a insalação de novas usinas perencenes a grupos econômicos radicionais. Dois fenômenos vêm sendo observados: a concenração e cenralização de capiais e a ransferência de capiais do seor de uma região para oura, com insalação de novas unidades produivas, principalmene no cerrado brasileiro (EID; PINTO, [199_]). Novas écnicas agrícolas superaram ponos críicos para o desenvolvimeno dos canaviais no cerrado brasileiro, reduzindo cusos, aumenando a produividade e possibiliando a ocupação de 9 milhões de hecares de cerrado disponíveis, com a ramificação da culura no noroese de São Paulo, nore do Paraná, Triângulo Mineiro, sul do Maranhão, oese da Bahia, Mao Grosso do Sul, Goiás e Tocanins (Carvalho ciado por PINAZZA; ALIMANDRO, 3). Enre 1986 e 1995, com a queda do preço inernacional do peróleo, da crise das conas governamenais e da inflação foremene ascendene, o governo começou a se disanciar no conrole e na regulamenação na produção sucroalcooleira. Nesse período, o PROÁLCOOL1 enrou em crise e, somado com a desaivação do IAA em 199, conribuiu para avular as diferenças de produividade exisenes na agroindúsria canavieira. Nessa época, empresas menos preparadas em ermos de capaciação ecnológica encerraram suas aividades ou foram incorporadas pelas mais dinâmicas (SHIKIDA; BACHA, 1998). O processo de aberura do seor coninuava nos anos seguines com a liberação gradaiva dos preços dos produos. O primeiro a ser liberado foi o preço do açúcar (199), seguido pelo do álcool anidro (1997), pela cana (1998) e, depois, pelo álcool hidraado (1999). Conseqüenemene, surgiu um novo processo de delineameno das aividades do seor sucroalcooleiro, sendo que o planejameno e as aividades de produção e comercialização deixaram de ser orienados pelo governo e passaram a fazer pare da adminisração privada (MARJOTTA-MAISTRO, ) Para muios usineiros, o governo se afasou num momeno de superofera dos produos no mercado, resulando em queda expressiva dos preços, abaixo inclusive dos cusos de produção, provocando a falência de muias usinas, e exigindo uma nova esruura de coordenação denro do sisema agroindusrial sucroalcooleiro (MORAES; SILVEIRA, 3). Com isso, os usineiros precisam desenvolver novas esraégias gerenciais que proporcionem uma visualização melhor dos possíveis comporamenos dos preços fuuros de seus principais produos para maximizar seu reorno nos invesimenos. Ese rabalho 1 Programa Nacional do Álcool Insiuo de Açúcar e do Álcool

3 em como objeivo analisar o comporameno dos preços do açúcar enre os anos de 1998 a 9, verificando os períodos em que ocorreram as maiores oscilações e os principais moivos que conribuíram para essas oscilações. Além disso, esse rabalho visa consruir um modelo de séries emporais que ornem possível a previsão do comporameno desses preços fuuros no mercado. Além dessa inrodução, esse rabalho esá dividido em mais cinco subíulos. O próximo subíulo caraceriza um pouco a agroindúsria sucroalcooleira, enfaizando os elemenos que influenciam o mercado de açúcar nacional e inernacional. Em seguida, demonsra-se os elemenos das séries emporais que foram uilizados para o desenvolvimeno desse rabalho. Depois faz-se uma demonsração da meodologia desse arigo. No quino subíulo apresena-se os principais resulados alcançados e quais modelos foram mais ajusados para a série analisada. Finalmene, elabora-se as considerações finais que demonsram a uilidade desse rabalho para os agenes econômicos ineressados. Caracerização da agroindúsria do açúcar Para um seor como a agroindúsria sucroalcooleira, onde a presença do Esado e seu papel de mediação sempre foram fundamenais para elaboração de um projeo comum, o desafio que se coloca aualmene é de como o seor poderá enconrar novas formas de ariculação enre os seus diversos segmenos. A cadeia agroindusrial da cana-de-açúcar não em conseguido se emancipar enquano bloco de ineresses consiuídos, surgindo uma série de ineresses fragmenados, refleindo um enfoque conjuno de alernaivas esraégicas que se apresenam para as diferenes empresas auanes no seor. O caso da agroindúsria canavieira paulisa é um exemplo, pois os agenes se depararam com uma siuação em que precisariam monar um modelo de auogesão, cuja consrução seria muio difícil em um ambiene, cujos principais aores (UNICA, COPERSUCAR, ORPLANA e SOPRAL) não possuíam força suficiene para impor seus ineresses juno aos ouros, ornando difícil o consenso (BELIK e. al., 1998). Muias das empresas produoras de açúcar e álcool não se acosumaram com a diminuição do proecionismo esaal, ampliando-se seus problemas de endividameno, ocasionando a diminuição do número de usinas e desilarias, impulsionadas pelas mudanças parimoniais (SICSÚ; SILVA, 1). Apesar desas dificuldades, as empresas que sobreviveram à desaivação do PROÁLCOOL, modernizaram-se passando de um seor oalmene arelado ao governo, para ouro oalmene desregulamenado, inserindo-se numa economia de livre mercado (SINDAÇÚCAR-MG, 3). A endência que se visualiza no seor é de novas esraégias individuais, baseadas na diferenciação do produo, principalmene pela qualidade, diversificação produiva, produividade, especialização, disponibilidade de enrega e abasecimeno, buscando-se maior compeiividade (MARJOTTA-MAISTRO; BURNQUIST, 1998; BELIK e. al., 1998). Para alavancar essa endência, a agroindúsria do açúcar e do álcool vem passando por um inenso processo de fusões e aquisições, com a paricipação de grandes grupos nacionais e esrangeiros. O processo de fusão e aquisição no seor sucroalcooleiro foi incenivado por uma série de aconecimenos: alos índices de endividameno, fragmenação e esagnação do 3

4 seor sucroalcooleiro, aumeno dos preços do açúcar nas safras e 1, profissionalização do seor com a subsiuição gradaiva da adminisração familiar por execuivos de mercado, maior capialização das usinas ane a recuperação do mercado inernacional a parir do ano de e o ambiene concorrencial do Brasil (AGRIANUAL, ; CARVALHEIRO; SHIKIDA, 3). Além disso, segundo Amaral e. al. (3), a políica proecionisa do açúcar na União Européia vem sendo quesionada juno à OMC3, criando a percepção de que em algum momeno, o nível de subsídios erá de ser reduzido, moivando a formação de alianças esraégicas, fusões e aquisições enre grandes produoras e comercializadoras européias de açúcar e as usinas da região Cenro-Sul do Brasil. Especificamene, quano à produção de açúcar, o Brasil é o país mais compeiivo, com cuso ao redor de US$ 17/onelada. Ausrália, US$ 7/onelada e Tailândia, US$ 31/onelada, são os mais próximos compeidores. O cuso de produção na Europa chega a US$ 5/onelada. Essa vanagem, no enano, não se consolida enquano compeiividade do seor, em decorrência dos cusos de free, poruários, defasagem cambial e proecionismos inernacionais Além disso, o Brasil não lidera a produividade (onelada/hecare) média no mundo (FARINA; ZYLBERSZTAJN, 1998). A parir da safra de 1995/1996, com a liberação das exporações brasileiras, houve um aumeno da produção e das exporações de açúcar, associadas a um melhor desempenho relaivo na região Cenro/Sul, uma vez que as exporações das região Nore/Nordese apresenaram paricipação reduzida nas exporações oais do Brasil. Essa diferença relaiva de desempenho esá associada, em pare, às melhores condições de produção e comercialização de cana-de-açúcar no Cero/Sul do Brasil (COSTA; BURNQUIST, 3). Segundo Alves (), no mercado inerno predominam o açúcar refinado e o crisal empacoado, quando se considera o consumo final das famílias. O primeiro é mais consumido nas regiões Sul e Sudese do país e o segundo, na região Cenral e Nore/Nordese. O seor indusrial uiliza com maior inensidade o açúcar crisal e, em pequena proporção, o refinado. A disribuição do volume consumido no país é de 61,5% para uso direo e de 38,5% para consumo indusrial. Os preços do açúcar no mercado inernacional são regidos por meio da ineração enre a demanda e ofera dos países, sendo a ofera relaivamene cenralizada enre o Brasil, a União Européia, a Ausrália e a Tailândia, enquano a demanda é basane pulverizada. No mercado inerno, de acordo com os esudos Silveira (4), a demanda é inelásica a preço e renda e os principais faores deslocadores da demanda e ofera do açúcar são a renda inerna, crescimeno vegeaivo da população, uso de subsiuos, axa de câmbio, renda exerna, preço no mercado inernacional, preços de produos alernaivos na lavoura e a indúsria (álcool), faores climáicos e cusos de produção. Ainda segundo Silveira, quano aos mecanismos de comercialização, em 1995 a aniga bolsa mercanil de fuuros de São Paulo (BM&F) passou a realizar conraos fuuros de açúcar com liquidação financeira, e após 1999, com a inernacionalização da bolsa, permiiu-se a auação de esrangeiros. 3 Organização Mundial do Comércio 4

5 3 Análise de séries emporais Para se fazer esse rabalho será uilizada a análise de séries emporais. Segundo Morein e Toloi (6), há duas razões para se ransformar os dados originais: esabilizar a variância e ornar o efeio sazonal adiivo. É comum em séries econômicas e financeiras a exisência de endência e pode ocorrer um acréscimo da variância da série, ou suas diferenças, à medida que o empo passa. Assim, poderá ser necessário aplicar à série original alguma ransformação não-linear, como a logarímica ou, em geral, uma ransformação da forma Z ( λ) λ Z c, seλ, = λ log Z, seλ = chamada ransformação de Box-Cox (1964). λ e c são os parâmeros a serem esimados. A ransformação logarímica é apropriada se o desvio padrão ou oura medida de dispersão da série for proporcional à média. Pode-se fazer um gráfico em que no eixo da abscissas se em as médias de subconjunos de observações da série original e no eixo das ordenadas a ampliude de cada um desses subconjunos. Se Z 1,..., Z k for um al subconjuno com k observações, calculase: k 1 Z = Z k i 1 w = max( Z i =, e obém-se o gráfico da figura 1. i ) min( Z i ) W λ =,5( Z λ = 1/ (log Z ) ) λ =,5( λ = 1( Z ) 1/ Z ) Figura 1: Gráficos ampliude x média, ilusrando alguns valores possíveis de λ. Fone: MORETTIN e TOLOI, 6 Z Para se verificar se a série esudada é ou não esacionária, uilizou-se de dois eses: a) Tese do sinal (Cox-Suar): agrupamos as observações em pares (Z 1, Z 1+c ), (Z, Z +c ),..., (Z N-c, Z N ), onde c = N/, se N for par e c = (N+1)/, se N for ímpar. A cada par (Z i, Z i+c ) associamos o sinal + se Z i <Z i+c e o sinal se Z i >Z i+c, eliminando os empaes. Seja n o número de pares onde Z i Zi+c. Tesa-se: Ho: P (Z i <Z i+c ) = P (Z i >Z i+c ) Ұi: não exise endência; H 1 : P (Z i <Z i+c ) P (Z i >Z i+c ) Ұi: exise endência. Ese é um ese bilaeral para esar Ho: não exise endência posiiva conra H 1 : exise endência posiiva, e é obido subsiuindo por e por >, respecivamene, em Ho e H 1 acima. b) Tese de raiz uniária: suponha que Y = ρ Y 1 + u, em que u é o ermo do erro esocásico, conhecido como erro de ruído branco, que segue as hipóeses clássicas, a saber, ele em média zero, variância σ² consane e é não-auocorrelacionado. Se o coeficiene Y -1 for igual a 1, defronamo-nos com o que é conhecido como o problema da raiz uniária, iso é, uma siuação não-esacionária. Porano, se ρ = 1, dizemos que a variável esocásica Y em uma raiz uniária. Sob a hipóese nula ρ = 1, a esaísica calculada de modo convencional é conhecida como esaísica τ (au), cujos valores críicos foram abulados por Dickey e Fuller com base em simulações de Mone Carlo. Na lieraura especializada, o ese au é conhecido 5

6 como ese de Dickey-Fuller (DF), em homenagem a seus descobridores. Em sua forma mais simples, esimamos uma regressão Y + u = ρ Y 1, dividimos o coeficiene ρ esimado por seu erro-padrão para calcular a esaísicaτ de Dickey-Fuller e consulamos as abelas de Dickey-Fuller para ver se a hipóese nula ρ = 1 foi rejeiada. Se o valor absoluo calculado da esaísica τ (iso é, τ ) excede os valores críicos absoluos τ de DF, enão não rejeiamos a hipóese de que a dada série emporal seja esacionária. Se, por ouro lado, ele for menor que o valor críico, a série emporal é não- esacionária (GUJARATI, ). Para verificar a periodicidade, Fisher (ciado por Morein e Toloi, 6) apresena um procedimeno para esar a hipóese: Ho: Ri, odo i (não exise periodicidade), baseado na esaísica: ( N ) max I (1) j I g = =. N ( N ) j= 1 I j N ( N ) j= 1 I j Onde I é o maior valor do periodograma de período p. Fisher mosrou que, para N ímpar, a disribuição exaa de g, sob Ho, é dada por n n 1 a x N 1 1 n = e x é o maior ineiro menor que x = a a P(g > a) = n(1 a) n-1 n x n - ( ) ( ) ( ) 1 α = n xa, em que A disribuição exaa para g é dada por P (g > z) = α = n(1 z) n-1 para n = N/ e α. ( 1 z) n 1 α n 1 n 1 α = 1 z z = 1 n São esadas as seguines hipóeses: Ho: não exise periodicidade. H1: exise periodicidade Se g > z, rejeia-se Ho, ou seja, a série apresena período p. Após fazer esses eses, uilizou-se a análise de auocorrelação e auocorrelação parcial para verifica a presença de ruído branco. Segundo Morein e Toloi (6), uma meodologia basane uilizada na análise de modelos paraméricos é conhecida como abordagem de Box e Jenkins (197), que consise em ajusar modelos auoregressivos inegrados de médias móveis, ARIMA (p, d, q), a um conjuno de dados. A esraégia para a consrução do modelo será baseada em um ciclo ineraivo, no qual a escolha da esruura do modelo é baseada nos próprios dados. Os eságios do ciclo ineraivo são: a) uma classe geral de modelos é considerada para a análise (especificação); b) há idenificação de um modelo, com base na análise de auocorrelações, auocorrelações parciais e ouros criérios; c) a seguir, vem a fase de esimação, na qual os parâmeros do modelo idenificado são esimados; d) finalmene, há a verificação ou diagnósico do modelo ajusado, aravés de uma análise de resíduos, para se saber se ese é adequado para os fins em visa (previsão, por exemplo). Caso o modelo não seja adequado, o ciclo é repeido, volando-se à fase de idenificação. Para idenificar o modelo adequado, foram uilizados nesse rabalho as auocorrelações e auocorrelações parciais esimadas. Ainda segundo Morein e Toloi (6), o procedimeno de idenificação consise em rês pares: a) verificar se exise necessidade de uma ransformação na série original, com o objeivo de esabilizar sua variância; b) omar diferenças da série, obida no iem (a), anas vezes quanas necessárias para se ober uma série esacionária, de modo que o processo d z seja reduzido a um ARMA (p, q); 1 n 1 6

7 c) idenificar o processo ARMA (p, q) resulane, aravés da análise das auocorrelações e auocorrelações parciais esimadas, cujos comporamenos devem imiar os comporamenos das respecivas quanidades eóricas, conforme mosra a abela 1. Tabela 1: Comporameno das fac e facp de um processo ARIMA (p, d, q). Ordem (1, d, ) (, d, 1) Comporameno de ρk Comporameno de Фkk Decai exponencialmene Somene Ф11 Somene ρ1 Decaimeno dominane Esimaivas iniciais Ф = ρ1 θ ρ1 = 1 + θ exponencial Região de admissibilidade -1 < Ф < 1-1 < Ф < 1 Ordem (, d, ) (, d, ) Comporameno de ρk Misura de exponenciais ou Somene ρ1 e ρ ondas senóides amorecidas Comporameno de Фkk Somene Ф11 e Ф ( 1 ρ ) ρ1 φ1 = 1 ρ1 Esimaivas iniciais ρ ρ1 φ = 1 ρ1 φ1 = 1< φ < 1 Região de admissibilidade φ φ1 < 1 φ + φ1 < 1 Ordem (1, d, 1) Comporameno de ρk Comporameno de Фkk Esimaivas iniciais Região de admissibilidade Fone: MORETTIN e TOLOI, 6 Dominada por misura de exponenciais ou senóides amorecidas ( 1 θ ) θ1 ρ1 = 1 + θ1 + θ θ ρ = 1 + θ1 + θ 1 < θ < 1 θ θ1 < 1 θ + θ1 < 1 Decai exponencialmene após o lag 1 Dominada por decaimeno exponencial após o lag 1 ( 1 φθ )( φ θ ) ρ1 =, θ φθ -1 < Ф < 1, -1 < θ < 1 ρ = ρ φ É possível que de acordo com Morein e Toloi (6), mesmo após eliminar a componene deerminísica, ainda rese auocorrelação significaiva em lags de baixa ordem, indicando que os resíduos ainda são correlacionados, podendo-se ajusar aravés do ARIMA, por exemplo, ou lags sazonais, iso é, múliplos de s. Iso significa que há necessidade de se considerar uma sazonalidade esocásica, ou seja, ajusar a série original um modelo ARIMA sazonal (SARIMA). Segundo Gujarai (), a significância esaísica de qualquer ) ρ k pode ser julgada por seu erropadrão, pois se uma série emporal for puramene aleaória, ou seja, se exibir ruído brando, os coeficienes de auocorrelação amosral são, aproximadamene, disribuídos normalmene com média zero e variância 1/n, em que n é o amanho da amosra e o erro-padrão será, porano de 1/ n. Enão, seguindo as propriedades da disribuição normal padrão, o inervalo de confiança de 95% para qualquer ρ k será ± 1,96 (1/ n ) em ambos os lados de zero. Se ρ k esimado se siuar no inervalo, não rejeiamos a hipóese de que o verdadeiro ρ k seja zero, por ouro lado, se ele se enconrar fora desse inervalo de confiança, enão podemos rejeiar a hipóese de que o verdadeiro ρ k é zero. As figuras disponibilizadas pelos programas esaísicos já racejam esse inervalo. 7

8 De acordo com Morein e Toloi (6), ouro ese uilizado para verificar se uma série exibe ruído branco é de Box e Pierce, que sugeriram um ese para as auocorrelações dos resíduos esimados, que, apesar de não deecar quebras específicas no comporameno de ruído branco, pode indicar se esses valores são muio alos. Uma variação desse ese foi sugerida por Ljung e Box (LB) (l978), definida como Q j ( K ) = n( n + ) ( n j ) k ρ ) j= 1 Onde: n = o amanho da amosra k = duração da defasagem Se o modelo for apropriado, a esaísica Q(K) erá aproximadamene uma disribuição X² com K p q graus de liberdade, onde p e q são respecivamene o número de parâmeros auoregressivos e de médias móveis. A hipóese de ruído branco para os resíduos é rejeiada para valores grandes de Q(K), ou seja, se Q(K) < X² k p q, enão o resíduo é ruído branco. Se o resíduo não for ruído branco, a função de auocorrelação e a função de auocorrelação parcial do resíduo podem ajudar na melhoria do modelo, com novas ordens. Finalmene, um úlimo aspeco considerado no modelo desenvolvido foi a inervenção. De acordo com Morein e Toloi (6), inervenção é a ocorrência de algum ipo de eveno em dado insane de empo T, conhecido a priori, manifesando-se por um inervalo de empo subsequene e que afea emporariamene, ou permanenemene, a série em esudo. A análise de inervenção em por objeivo avaliar o impaco de al eveno no comporameno da série. 4 Meodologia Para analisar a endência dos preços do açúcar no mercado, uilizou-se os dados do indicador diário de Açúcar Crisal da CEPEA / ESALQ - São Paulo. Depois fez-se a média dos preços diários para cada mês, o que faciliou as análises, pois permiiu visualizar melhor os choques de preços em cada período. Em seguida os preços foram deflacionados pelo IPCA índice de preço ao consumidor amplo, para verificar que efeivamene ocorreria alguma endência nos preços que não fosse influenciada por aspecos inflacionados. Após esse ajuse, foi verificada se havia necessidade de ransformação da série original pela analise da relação enre o preço e a ampliude e, para verificar a esacionaridade da série, desenvolveu-se os eses de Dickey Fuller e Cox-Suar. Ainda foi feio o ese de Fisher para verificar a exisência de sazonalidade. Havendo necessidade de modificação da série original por não ser esacionário, fez-se a primeira diferença, resulando numa série esacionária. Finalmene, uilizou das abordagens de Box e Jenkins (197), que consise em ajusar modelos auoregressivos inegrados de médias móveis, ARIMA (p, d, q), a um conjuno de dados. Com iso, verificouse a exisência de ruído branco aravés da análise gráfica dos modelos auoregressivos e auoregressivos parciais dos resíduos e do ese de Ljung e Box (LB) (l978). Finalmene, como foi verificado um período com um choque muio significaivo, opou-se ainda por acrescenar a inervenção no modelo, mosrando-se mais ajusado e com ruído branco. 5 Análise e discussão dos resulados A figura mosra o comporameno dos preços da saca de 5 quilos 8de açúcar no período de janeiro de 1998 a dezembro de 8 a visa ou a prazo, sendo que nesse úlimo caso, aé o final de maio/3, aplicava-se uma axa média de descono baseada na Noa Promissória Rural (NPR). A parir de junho/3, porém, a axa de descono adoada passou a ser o CDI (Cerificado de Depósio Inerbancário). Os preços coleados correspondem ao valor de faurameno, de forma que os imposos incluídos compreendem o ICMS (7%), PIS/COFINS (9,5%). 8

9 6 5 4 Preço (R$) 3 1 jan/98 jan/99 jan/ jan/1 jan/ jan/3 jan/4 jan/5 jan/6 jan/7 jan/8 jan/9 Período (Meses) Figura : Preço da saca de 5 Kg do açúcar crisal no Brasil janeiro de 1998 a dezembro de 8 Fone: Indicador Diário de Açúcar Crisal CEPEA / ESALQ - São Paulo Dois aspecos podem ser observados na figura : uma endência na elevação dos preços e a exisência de rês períodos em que houve variações significaivas nos preços. Em fevereiro de 3 o preço chegou a R$ 45,17 a saca, em fevereiro de 6, R$ 51,55, e em março de 9, R$ 48,4. Para se er uma análise mais precisa do comporameno desses preços, foi realizada a desindexação dos preços uilizando o IPCA, sendo observado o comporameno da figura 3. Com os preços deflacionados, observou-se basicamene o mesmo comporameno, sendo que no mês de junho de 3 o preço chegou a R$ 9,5, em junho de 6 chegou a R$ 6,93, e em fevereiro de 9, R$ 4,34. Assim, observa-se que os choques nos preços ocorreram nos mesmos períodos, diferenciando-se apenas os meses em que eles se mosraram mais significaivos. Para se verificar a necessidades de alguns ajusamenos na série, primeiramene foi realizada a relação enre a média e a ampliude para verificar a necessidade de ransformação da série original. 9

10 7 6 5 Preço (R$) jan/98 jan/99 jan/ jan/1 jan/ jan/3 jan/4 jan/5 jan/6 jan/7 jan/8 jan/9 Período (Meses) Figura 3: Comporameno dos preços desindexados pelo IPCA Fone: Calculado pelo auor AMPLITUDE ,5573 7,341 15, ,634 13,661 18, ,381 1,896 37,335,97 19,54 MÉDIA Figura 4: Relação enre a média e ampliude Fone: Calculado pelo auor Nesa figura 4, pode-se observar que não há uma relação direa enre a ampliude e a média no decorrer no empo, não havendo necessidade de se fazer uma ransformação de qualquer naureza. Conforme relaado na meodologia, baseando-se nos preços desindexados, foram realizados dois eses para verificar a endência. O ese de Cox-Suar demonsrou uma aparene endência posiiva, na medida em que foram observados 6 valores negaivos e 64 posiivos, quano de fez a diferença: (Z + c ) - Z. O 1

11 ese da raiz uniária de Dickey Fuller rejeiou a hipóese de que não haveria endência os níveis de significância de 1% e 5%, conforme mosra a abela. Considerando-se, porano, esses dois eses, apesar dos preços esarem deflacionado, eles apresenam endência crescene. Tabela : Tese da raiz uniária de Dickey Fuller Null Hypohesis: PRECOS has a uni roo Exogenous: Consan Lag Lengh: (Auomaic based on SIC, MAXLAG=13) -Saisic Prob.* Augmened Dickey-Fuller es saisic Tes criical values: 1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Fone: Calculado pelo auor no Eviews Com isso, resolveu-se fazer a correção da endência aravés da primeira diferença, resulando no comporameno da série mosrado na figura (D1) Preço (R$) 5-5 jan/98 jan/99 jan/ jan/1 jan/ jan/3 jan/4 jan/5 jan/6 jan/7 jan/8 jan/ Período (Meses) Figura 5: Comporameno da primeira diferença dos preços Fone: Calculado pelo auor Fazendo-se o ese da raiz uniária de Dickey Fuller, rejeiou-se a hipóese nula de que haveria endência, sendo, porano esacionária. Tabela 3: Tese da raiz uniária de Dickey Fuller Null Hypohesis: SER1 has a uni roo 11

12 Exogenous: Consan Lag Lengh: (Auomaic based on SIC, MAXLAG=13) -Saisic Prob.* Augmened Dickey-Fuller es saisic Tes criical values: 1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Fone: Calculado pelo auor no Eviews Em seguida foi desenvolvido o ese de Fisher para verificar se exisiria sazonalidade nessa série corrigida. Pelo ese, observou-se que o valor de g foi igual a,674, que foi menor do que z,,1864, porano não haveria periodicidade. Após se verificar a periodicidade, foi elaborada a função de auocorrelação e de auocorrelação parcial da série com a primeira diferença, observando-se o comporameno das figuras 6 e 7. Auocorrelaion Funcion VAR1 : D(1); (Sandard errors are whie-noise esimaes) Lag Corr. S.E. 1 -,35,839 +,9, ,17, ,6,83 5 +,19,87 6 +,58,84 7 -,144,81 8 -,16, ,31, ,8, ,81,88 1 +,131, ,6,8 14 -,1, ,75, ,56, ,1, ,6, ,7,78 -,37, ,45,776 -,, ,16, ,1, ,74, ,9, ,, ,76, ,16, ,1, ,14,74 3 +,15, ,74, ,5, ,11, ,13,75-1, -,5,,5 1, Figura 6: Função de auocorrelação da série corrigida com a primeira diferença. Fone: Elaborado pelo auor Q p 7,83,51 7,96,187 1,6,165 1,8,86 1,88,539 11,37,777 14,45,438 14,48,71 14,6,119 15,65,11 16,64,119 19,3,815 19,86,988 1,48,9,38,983,88,117,95,159 3,58,1693 3,59,15 3,81,57 4,15,857 4,16,339 6,6,98 6,7,3495 7,1,355 8,43,3379 8,5,3856 9,53,386 31,5, ,5,393 31,56, ,6,4869 3,61, ,7,513 41,49,89 5,15,589 Conf. Limi 1

13 Parial Auocorrelaion Funcion VAR1 : D(1); (Sandard errors assume AR order of k-1) Corr. S.E. Lag 1 -,35,848 -,7, ,133, ,, ,33, ,61, ,115, ,74, ,51, ,31, ,66, ,113, ,6, ,151, ,34, ,63, ,8, ,7, ,4,848 -,36, ,1,848 -,, ,17, ,51, ,14, ,64, ,1, ,83, ,135, ,18, ,77, ,96, ,98, ,91, ,, ,77,848-1, -,5,,5 1, Figura 7: Função de auocorrelação parcial da série corrigida com a primeira diferença. Fone: Elaborado pelo auor Conf. Limi Observa-se que exise necessidade de ransformação da série original para se esabilizar a variância. Como somene ρ1 e Ф 11, e os dois decaem exponencialmene após o lag 1, além de já er se realizado a primeira diferença, idenificou-se que o melhor modelo seria o ARIMA (1, 1, 1). Com isso, chegou-se a novas funções de auocorrelação e auocorrelação parcial. Enreano, ainda exisia um valor significaivo da auocorrelação no lag 36, sendo necessário acrescenar um SARIMA (1, 1, 1)x(1,, ) 36, chegando-se as funções de auocorrelação e auocorrelação parcial das figuras 8 e 9. 13

14 Auocorrelaion Funcion VAR1 : D(1); ARIMA (1,,1)(1,,) residuals; (Sandard errors are whie-noise esimaes) Lag Corr. S.E. 1 -,14,839 +,56, ,17, ,79,83 5 +,48,87 6 -,,84 7 -,1,81 8 -,, ,76, ,36, ,34,88 1 +,11, ,5,8 14 -,113, ,, ,6, ,19, ,65, ,35,78 -,8, ,3,776 -,14, ,111, ,6, ,45, ,44, ,7, ,15, ,76, ,, ,1,74 3 +,8, ,93, ,68, ,97, ,15,75-1, -,5,,5 1, Q p,3,8695,48,7869,13,5461 3,3,551 3,37,6431 3,37,7611 5,59,5881 5,59,697 6,46,697 6,66,7568 6,84,811 8,7,767 9,14,76 11,15,674 11,3, ,84, ,9,863 1,57,816 1,78,8498 1,91,8813 1,99,988 13,,934 15,1,893 15,78, ,1, ,45,946 16,46, ,41, ,44,994 19,44,93 19,47, ,48,9596 1,7,9464 1,9,9455 3,69,965 3,73,9419 Conf. Limi Figura 8: Função de auocorrelação SARIMA (1, 1, 1) (1,, ) 36 Fone: Elaborado pelo auor 14

15 Lag Corr. S.E. 1 -,14,848 Parial Auocorrelaion Funcion VAR1 : D(1); ARIMA (1,,1)(1,,) residuals; (Sandard errors assume AR order of k-1) +,56, ,16, ,75, ,61, ,, ,115, ,5, ,75, ,1, ,6, ,11, ,4, ,145, ,49, ,9, ,58, ,3, ,6,848 -,47, ,35,848 -,8, ,15, ,89, ,54, ,5, ,48, ,1, ,68, ,64, ,56, ,46, ,118, ,38, ,15, ,53,848-1, -,5,,5 1, Figura 9: Função de auocorrelação SARIMA (1, 1, 1)x(1,, ) 36. Fone: Elaborado pelo auor Conf. Limi Assim, ajusou-se o modelo SARIMA (1, 1, 1)x(1,, ) 36, ou seja: 36 1 φ 1 φ B 1 B Y = θ B a, observando-se os parâmeros da abela. ( 1B)( 1 )( ) ( 1 1 ) Tabela : Coeficienes do modelo SARIMA (1, 1, 1)x(1,, ) 36 e respecivos desvios-padrão Coeficiene Esimaiva Desvio-padrão φ,41576,31788 θ,6556,789 Φ,9475,9859 Fone: Calculado pelo auor Enreano, apesar dessa esimaiva, ainda não se pode afirma que se raa de um ruído branco, pois de acordo com o ese de Box-Pierce, o valor dado pela figura 9 é de Q(K) = 3,73 > X² = 3,11, com 33 graus de liberdade num inervalo de 1% de confiança. Além disso, observa-se na figura 8 que junho de 6 ficou muio discrepane em relação aos ouros períodos, sendo, porano necessário uma inervenção no modelo. Com isso, observou-se a função de auocorrelação da figura 1. 15

16 Auocorrelaion Funcion VAR1 : ARIMA (1,,1)(1,,) residuals (Inervenion analysi Lag Corr. S.E. 1 -,,839 +,3, ,137, ,63,83 5 +,4,87 6 -,4,84 7 -,114,81 8 -,3, ,79, ,34, ,8,88 1 +,17, ,34,8 14 -,1, ,39, ,46, ,5, ,47, ,16,78 -,6, ,4,776 +,7, ,9, ,37, ,1, ,79, ,1, ,89, ,63, ,16, ,8,74 3 +,8, ,99, ,56, ,17, ,9,75-1, -,5,,5 1, Figura 1: Função de auocorrelação com inervenção Fone: Calculado pelo auor Q p,7,7941,1,9,9,467 3,47,4818 3,74,588 3,74,71 5,67,5789 5,67,6841 6,6,678 6,78,7458 6,91,865 9,4,6686 9,58,78 11,13, ,37,763 11,7,764 11,7,8176 1,6,8439 1,11,881 1,11,911 1,11,9364 1,1, ,54, ,78, ,8, ,87, ,94,97 16,33,967 17,3, ,8, ,, ,36, ,17, ,75,9755 1,9,9588,5,9671 Conf. Limi Com a inervenção, emos que Q(K) =,5 < X² =,7, com 3 graus de liberdade num inervalo de confiança de 1%. Assim, ajusou-se o modelo SARIMA (1, 1, 1)x(1,, ) 36 com uma inervenção w 1, correspondendo à observação 1 da figura 8. A abela 3 apresena-se os valores esimados para os coeficienes, assim como os respecivos erros-padrão. Tabela 3: Coeficienes do modelo SARIMA (1, 1, 1)x(1,, ) 36 com inervenção em junho 6 e os respecivos desvios-padrão Coeficiene Esimaiva Desvio-padrão φ,3349,31788 θ,63578,789 Φ,3668,9859 w 1 -,843 1,448 Fone: Calculado pelo auor Y = O modelo de inervenção com seus parâmeros esimados pode ser escrio como: ( 1,63578) ( 1 B)( 1,3668 )( 1,3349B),843x1, + 1 a e para a variável dummy x1,, em-se: x1, 1, _ se _ = 1 =, c. c. 16

17 5 Considerações Finais O uso de insrumeno da análise de séries emporais é imporane para desenvolver modelos que proporcionem uma esimaiva mais precisa dos possíveis preços fuuros de açúcar. Esse mecanismo é ainda mais imporane, considerando a desregulamenação do seor e dos preços desse produo em 199. O modelo ajusado foi SARIMA (1, 1, 1)x(1,, ) 36 com uma inervenção w 1, correspondendo à observação 1. Esse modelo pode proporcionar projeções mais precisa para esse produo no mercado inerno, faciliando o planejameno dos gesores das usinas e desilarias do país. Para possíveis rabalhos fuuros, sugere-se que se esime o mesmo modelo para o álcool hidraado e eílico, além de verificar o comporameno dos preços no mercado exerno, pois alguns esudos já êm aponado a influência desses preços no mercado nacional. 6 Bibliografia AGRIANUAL. Anuário Esaísico da Agriculura Brasileira. São Paulo,. 536p. ALVES, Lucilio Rogerio Aparecido. Transmissão de Preços enre Produos do Seor Sucroalcooleiro do Esado de São Paulo. Tese (Mesrado - ESALQ/USP) Escola Superior de Agriculura Luiz de Queiroz / Universidade de São Paulo. Piracicaba: ESALQ/USP,, 17p. AMARAL, Taís Mahalem. NEVES, Marcos Fava. MORAES, Márcia A Dias. Análise Comparaiva enre Cadeia da Cana-de-açúcar do Brasil e da França. In. Congresso Brasileiro de Economia e Sociologia Rural, 41, 3. Juiz de Fora. Anais. Brasília: SOBER, 3, 18 p. BELIK, W, RAMOS, P. VIAN, C.E.F. Mudanças Insiucionais e seus Impacos nas Esraégias dos Capiais do Complexo Agroindurial Canavieiro no Cenro-Sul do Brasil. Congresso Brasileiro de Economia e Sociologia Rural, 36, Poços de Caldas. Anais. Brasília: SOBER, 1998, p CARVALHEIRO, Elizângela Mara. SHIKIDA, Pery Francisco Assis. Evidências Empíricas do Impaco da Regulamenação na Agroindúsria Canavieira do Paraná. In. Congresso Brasileiro de Economia e Sociologia Rural, 41, 3. Juiz de Fora. Anais. Brasília: SOBER, 3, 1 p. CEPEA Cenro de esudos avançados em economia aplicada. Disponível em: hp:// > acessado em 15/9/9 COSTA, Cinhia Cabral. BURNQUIST, Heloisa Lee. Análise do Desempenho das Regiões Exporadoras de Açúcar e dos Tipos de Açúcar Exporados, No Brasil, Após a Desregulamenação do Seor Sucroalcooleiro. In. Congresso Brasileiro de Economia e Sociologia Rural, 41, 3. Juiz de Fora. Anais. Brasília: SOBER, 3, 13 p. EID, Farid. PINTO, Sandro da Silva. Dinâmica Recene da Cenralização de Capiais e da Resruuração de Empregos na Agroindúsria Canavieira Nordesina. Disponível em: < [S.I.: s.n., 199_]. p FARINA & ZYLBERSZTAJN. Compeiividade no Agribussiness Brasileiro: Sisema Agroindusrial da Cana-de-açúcar. São Paulo: PENSA/FIA/FEA/USP, GUJARATI, Damodar N. Economeria básica. São Paulo: MAKRON Books,. MARJOTTA-MAISTRO, Mara Crisina. Ajuses nos Mercados de Álcool e Gasolina no Processo de Desregulamenação Tese (Mesrado - ESALQ/USP) Escola Superior de Agriculura Luiz de Queiroz / Universidade de São Paulo. Piracicaba: ESALQ/USP,, 18p. MARJOTTA-MAISTRO, Mara Crisina., BURNQUIST, H.L. A Avaliação do fornecimeno de Açúcar para as Indúsrias Alimenícias do Esado de São Paulo: Uma Pesquisa de Mercado. Congresso Brasileiro de Economia e Sociologia Rural, 36, 1998, Poços de Caldas. Anais. Brasília: SOBER, 1998, p

18 MORAES, Márcia Azanha Ferraz Dias de. SILVEIRA, Luciana Torrezan. A Comercialização do Álcool Combusível no Período Poserior à Desregulamenação do Seor Sucroalcooleiro. In. Congresso Brasileiro de Economia e Sociologia Rural, 41, 3. Juiz de Fora. Anais. Brasília: SOBER, 3, p. MORETTIN, P. A. TOLOI, C. Análise de séries emporais. ed. rev. e ampl. São Paulo: Edgar Blücher, 6. PINAZZA, Luiz Anônio. ALIMANDRO, Regis. Iniciaiva Arrojada. Revisa Agroanalysis. Insiuo Brasileiro de Economia. Vol. 3, nº, Abril de 3, p.3-6. SHIKIDA, Pery Francisco. A Evolução da Agroindúsria Canavieira em Minas Gerais de 175 a Tese (Mesrado - ESALQ/USP) Escola Superior de Agriculura Luiz de Queiroz / Universidade de São Paulo. Piracicaba: ESALQ/USP, 199, 154p. SILVEIRA, A. M. A relação enre os preços de açúcar nos mercados domésico e inernacional. Disseração (Mesrado em Economia Aplicada) Escola Superior de Agriculora. Piracicaba: ESALQ, 4. 89p. SICSÚ, Abraham B. SILVA, Keila Sonalle. Desenvolvimeno Rural na Zona da Maa Canavieira do Nordese Brasileiro: Uma Visão Recene. In: Seminário: Dilema e Perspecivas para o Desenvolvimeno Regional com Ênfase Agrícola e Rural no Brasil na Primeira Década do Século XXI. Anais... Saniago, Chile[s.n.], 11 a 13 de dez. 1. Disponível em: < SINDAÇÚCAR-MG. Realidade e Perspecivas do Seor Sucroalcooleiro de Minas Com Foco no Desenvolvimeno Social e Econômico. [S.I.: s.n.,] _. p. VIEIRA, Ria Joana. Resruuração do PROÁLCOOL e Coninuidade da Produção de Álcool Combusível no Brasil. Tese (Mesrado em Economia Rural) - Universidade Federal de Viçosa. Viçosa: UFV, 1999, 134p. 18