ANÁLISE DOS PREÇOS DA CANA-DE-AÇUCAR SOB REGIME SHIFT

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1 ANÁLISE DOS PREÇOS DA CANA-DE-AÇUCAR SOB REGIME SHIFT CLEYZER ADRIAN CUNHA; ALEX AIRES CUNHA; KLEBER DOMINGOS ARAUJO; UNIVERSIDADE FEDERAL DE GOIÁS GOIANIA - GO - BRASIL cleyzer@uai.com.br APRESENTAÇÃO ORAL Comercialização, Mercados e Preços ANÁLISE DOS PREÇOS DA CANA-DE-AÇUCAR SOB REGIME SHIFT Grupo de Pesquisa: Comercialização, Mercados e Preços Resumo Ese rabalho eve como objeivo principal invesigar, empiricamene, os efeios da implanação do Plano Real no comporameno de longo prazo dos preços da cana-deaçúcar praicados nos esados de São Paulo e Paraná. Uilizou-se na analise eses de raiz uniária e de co-inegração na presença de quebra esruural (regime shif) desenvolvido por VOGELSANG (1997, 1999) e GREGORY e HANSEN (1996). Palavras-chaves: regime shif, preços e cana-de-açúcar Absrac The objecive of paper is analyzing he effec of he Real Plan in he behavior of long saed period of he prices of he sugarcane. The prices are of he saes of São Paulo and Paraná. We use he uni roo es and of co-inegraion wih srucural breaking (regime shif) developed by VOGELSANG (1997, 1999) and GREGORY and HANSEN (1996).

2 Key Words: regime shif, prices and sugarcane 1. INTRODUÇÃO A cana de açúcar é um produo agrícola culivado no Brasil desde a Colônia. Embora, o país enha sido um grande produor de açúcar nesse período, que durou cerca de 150 anos, a produção expandiu muio à parir da década 70 com o programa do governo Pró-Álcool que visava subsiuir a gasolina por eanol e assim, diminuir o impaco da crise do Peróleo. Durane décadas o governo brasileiro inerviu nesse seor regulando preço de modo a assegurar a renabilidade e, ao mesmo empo, possibiliar a conenção do processo inflacionário. Os precos eram fixados omando como referencial o valor consane de planilhas de cuso de produção, acrescido de monane que represenasse o lucro da aividade. À parir de 1999 houve a desregulamenacao do seor, esabelecendo condições mais compeiivas, pois, os preços dos produos finais (açúcar e álcool) e da maéria-prima agora passaram a ser deerminados pelo livre mercado (SACHS, 2005). De acordo com BACARIN (2005), após a liberação do preço da cana-de-açúcar, consaou-se uma queda na sua coação, com a onelada caindo para valores próximos a R$ 15,00. Tal siuacao durou pouco empo e logo se iniciou uma recuperação, com o preço da onelada alcançando um paamar enre R$ 25,00 e R$30,00 em janeiro de A produção de cana-de-açúcar ambém acompanhou afluuação em seu preço, diminuindo de um oal de 345,3 milhões de oneladas em 1997/98 para 326,1 milhões em 1999/2000 e volando a crescer em 2000/02 para 363,7 milhões de oneladas. De acordo com o IBGE (2005) os maiores produores de cana-de-açúcar nobrasil são os esados de São Paulo e Paraná. O esado de São Paulo lidera o ranking com uma produção de 244,5 milhões de oneladas e uma paricipação relaiva Esado/Brasil de 58,27% e o Paraná em segundo lugar com uma produção de 31,8 milhões de oneladas e uma paricipação relaiva Esado/Brasil de 7,58%. Ese rabalho eve como objeivo principal invesigar, empiricamene, os efeios da implanação do Plano Real no comporameno de longo prazo dos preços da cana-deaçúcar praicados nos esados de São Paulo e Paraná. Uilizou-se na analise eses de

3 raiz uniária e de co-inegração na presença de quebra esruural (regime shif) desenvolvido por VOGELSANG (1997, 1999) e GREGORY e HANSEN (1996). e ese de causalidade. Assim, o presene rabalho esá dividido em rês pares além desa inrodução, na primeira pare é apresenado a meodologia, na segunda apresenam-se os resulados e discussões e no final apresenam-se as considerações finais. 2. METODOLOGIA 2.1. Quebra esruural em séries emporais As variáveis econômicas são afeadas por políicas econômicas e por evenos de caráer exógeno, como bruscas variações climáicas, guerras e desasres ecológicos. Esses evenos devem ser considerados na modelagem econômica, pois, caso conrário, implicam inferências sobre modelos esruurais viesados, com conseqüene perda de seu poder de previsão. Segundo MADDALA e KIM (1998), os ouliers são observações aberranes que esão disanes do reso de uma série de dados, ou seja, são ponos discrepanes ao longo de uma série emporal. Os ouliers ambém podem surgir por especificações errôneas das esimaivas das relações enre as variáveis econômicas, a exemplo de omissão de variáveis e forma funcional do modelo esimado. BOX e TIAO (1975) foram os primeiros a deecar e classificar os ouliers em séries econômicas, idenificando-os como addive oulier (AO) e innovaion oulier (IO). Quando ocorre um AO, as observações subseqüenes não são afeadas por ese, e a mudança ocorre na função endência de forma insanânea. O IO ocorre quando uma grande inovação aconece na economia, afeando a dinâmica do modelo emporal, e a mudança aconece de forma gradual.

4 TSAY (1988) classificou ouros ipos de ouliers na lieraura economérica de séries emporais; são os chamados Ouliers Srucural Changes ou oulier com mudanças esruurais. Segundo MADDALA e KIM (1998), esses diferenes ipos de ouliers AO, IO, Level Changes (LC) e Variance Changes (VC) podem ser descrios a parir da seguine expressão: Z = Y + F() (1) em que Y é a série emporal que sofreu os disúrbios, F() são os disúrbios e Z é a série com disúrbios. Assim, pode-se considerar Y, com e sem inercepo e com endência: Y = X (2) Y = α + X (3) Y = α + δt + X (4) em que X = ρx -1 + e, e ~N (0, σ 2 ). Para denoar os diferenes modelos de ouliers, pode-se represená-los a parir das seguines expressões: Modelo AO F () = ω (5) AO ζm Modelo IO 1 F() = ω 1 ρl IO ζm (6) Modelo LC

5 1 F() = ω 1 L LC ζm (7) Modelo VC 1 F( ) = ω VCe m (8) 1-ρL em que L é o operador de defasagem; wi,i = AO, IO, LC, VC denoa a magniude do respecivo disúrbio; m é a localização do oulier e ζ m = 1, se = m, e zero, caso conrário; e m = 0 para < m; e para > m. e Na lieraura de séries emporais exisem dois ipos de dummies que são uilizadas para represenar a quebra esruural. A primeira dummy é do ipo pulse, em que se assumem o valor igual a 1 no momeno da ocorrência de deerminado eveno aípico e valor igual a zero fora do empo de ocorrência. O segundo ipo é dummy do ipo sep, em que assume valor igual a zero anes da ocorrência do eveno e valor igual a 1 no período poserior à ocorrência do eveno. Segundo ENDERS (1995) e MADALLA & KIM (1998), na presença de quebra esruural os eses de raiz uniária convencionais do ipo Augmened Dickey-Fuller (ADF) e Phillips-Perron (PP) não são indicados, pois conduzem a resulados viesados em relação à esacionariedade ou não das séries. Nesses casos, são os eses de raiz uniária com quebras esruurais os mais indicados 1. Segundo MADDALA & KIM (1998), a priori, se deerminada quebra esruural é causada por variações bruscas de políicas econômicas e choques de preços que ocorreram no empo ( 0 ), ela é conhecida como quebra do ipo single known break e classificada como de caráer exógeno. Em conraparida, as quebras esruurais aliadas a nenhum eveno exerno ao modelo são conhecidas como single unknown break e são de caráer endógeno. 1 Ver, por exemplo, PERRON (1989), FRANSES & HALDRUP (1994), SHIN e al. (1996) e PERRON & NG (1996).

6 Segundo VOGELSANG (1997, 1999), a presença do oulier na série emporal com quebra esruural pode ser esada pela seguine expressão: Y = µ + ωd(t AO ) + e (9) em que D(T AO ) = 1, para = T AO ; e zero, caso conrário. A parir da esaísica de, de Suden, do parâmero ω, pode-se esar a hipóese da presença de quebra esruural. Se o valor calculado exceder o valor críico, aceia-se a hipóese da presença de oulier no período considerado. De acordo com VOGELSANG (1997, 1999), pode-se verificar a presença de raiz uniária a parir da seguine expressão: Y = µ + αy + e (10) K k C I i Y + D T = 1 ω ( 1 i= 0 AO) i em que, para esar a presença de raiz uniária, em-se a seguine hipóese nula: α = 1; e definiu-se D(T AO ) =1, para = T AO ; e zero, caso conrário. As defasagens de D(T AO ) são necessárias para remover a influência do oulier sobre o ermo Y -i e ese ese baseia-se nos valores críicos de um ese ADF. VOGELSANG (1997, 1999) chamou a aenção para o fao de que, quano mais defasagens são incluídas no modelo, mais variáveis dummies erão de ser adicionadas. Com isso, se exisir mais de um oulier e muias defasagens, ocorrerá a perda de graus de liberdade no modelo, não sendo rivial a remoção da influência da quebra esruural na série 2.2. Co-inegração na presença de quebra esruural Quando duas séries econômicas são co-inegradas, diz-se que esas possuem relação esável de longo prazo. Essas variáveis devem er a mesma ordem de inegração, ou seja, se uma série Y for I(1), a oura X deve ser ambém I(1) para serem co-inegradas. Forças de equilíbrio endem a fazer com que essas variáveis caminhem junas, no longo prazo. Segundo HJELM e JOHANSSON (2002), na presença de quebra esruural os eses de co-inegração usuais podem gerar resulados imprecisos. Sendo assim, o pesquisador pode rejeiar a hipóese nula de co-inegração vis-à-vis não consideração da

7 presença da mudança da esruural na serie emporal. Ese ese é realizado num conexo de equilíbrio de longo prazo. Em virude do problema que a quebra esruural pode influenciar os eses usuais da lieraura econômica pode gerar resulados imprecisos, a exemplo, o ese de ENGLE e GRANGER (1987). Sendo assim, são indicados os eses que levam em cona a presença da quebra esruural, ciam-se os eses desenvolvidos por QUINTOS (1995), GREGORY e HANSEN (1996). Segundo RAO e KUMAR (2007) a daa correa de ocorrência da quebra esruural é idenificada a parir da equação co-inegração, em que se avalia odas as possíveis daas com possíveis quebras esruurais idenificadas na análise gráfica do logarimo da série em quesão. A idenificação da quebra esruural é feia onde o ese esaísico apresenar um valor mínimo, ou seja, quando em ermos absoluos o ese ADF apresenar valor maximo. Deve-se ressalar que o GREGORY e HANSEN (1996), abularam os valores críicos a parir dos valores críicos de MACKINNON (1991), procedimeno usando no ese de co-inegração de Engle-Granger. Segundo RAO e KUMAR (2007) a abordagem do méodo de co-inegracao com quebra esruural é uma exensão ao ese de raiz uniária com quebra esruural desenvolvido por ZIVOT e ANDREWS (1992). Segundo os auores o modelo considera que uma única quebra endógena nas relações de co-inegracao e que o modelo de quebras esruural podem ser especificadas com duas variáveis. Segundo GREGORY e HANSEN (1996), exisem rês modelos que evidenciam a presença da quebra esruural e as relação de co-inegração. São eles: O modelo level shif ( C ), o modelo level shif wih rend (C/T) e finalmene o modelo regime shif (C/S) ambos com inercepo e os demais parâmeros. Em odos os modelos a mundanca esruural é esada pela presença de uma variavel dummy. 0 se ϕ = 1 se [ nτ ] [ nτ ]

8 Por conseguine, a variável dummy ϕ = 0 represena a presença da quebra esruural no período de ineresse, ϕ = 0, para [ nτ ], caso conrario assume τ ϕ τ = 1, para > [ nτ ]. O parâmero desconhecido τ E (0,1) e denoa o pono na serie emporal que ocorreu a presença da quebra esruural e [ ] a pare que inerage. τ Segundo GREGORY e HANSEN (1996), o modelo level shif ( C ), pode ser represenado pela seguine expressão maemaica: T 1 = 1+ µ 2ϕ + α y 2 µ, y + e em que y 1 e y 2 são as variáveis inegradas de mesma ordem. O paramero µ 1 represena o inercepo anes da mudança e o parâmero µ 1 represena o inercepo na daa que ocorre a mudança de regime, iso é a quebra esruural e finalmene e são os erros aleaorios. Deve-se considerar que = 1,..., n. Ainda de acordo com o GREGORY e HANSEN (1996), o modelo level shif wih rend (C/T), pode ser represenado pela expressão e o modelo o regime shif (C/S) pela expressão: T 1 = µ 1+ µ 2ϕ + β + α y 2 y + e 1 T T µ 1+ µ 2ϕ + α1 y 2+ α 2 y 2 y = ϕ + e Depois de esimado os rêss modelos deve-se usar o ese de raiz uniária Augmened Dickey-Fuller (ADF) sobre os resíduos das equações. É imporane ressalar que os são uilizados os valores críicos abulados por GREGORY e HANSEN (1996). A hipóese nula é que não exise co-inegração enre as séries. Para iso, os valores calculados devem exceder em ermos absoluos os valores críicos abulados. Ou seja, exise uma relação de co-inegração enre as séries envolvidas se os resíduos das equações esimadas forem esacionários. 3. RESULTADOS E DISCUSSÃO

9 O ese de VOGELSANG (1999) foi uilizado para verificar o comporameno das séries com quebra esruural em julho de 1994, ou seja, para os preços do recebidos pelo produor pela cana-de-açucar no esado do Paraná e de São Paulo do período de janeiro de 1990 a maio de Vale lembrar que os dados foram coleados juno a Fundação Geulio Vargas ( FGV-Dados) e IPEADATA. A Tabela 1, evidencia que o plano Real pode ser considerado como uma quebra esruural, endo em visa que os parâmeros esimados foram significaivos a 1% de probabilidade. Desa forma, pela análise gráfica dos logarimos das duas séries, percebe-se a presença de regime shif na rajeoria. Tabela 1- Resulados do ese de VOGELSANG (1999) deecar as presenca do ouilier nas séries ( equação 9). Valor calculado Valor críico Valor críico Valor críico Série (τ) para deecar o oulier Vogelsang () para 1% Vogelsang (5%) Vogelsang (10%) PS 17,26* 2,93 3,13 3,55 PR 20,09* 2,93 3,13 3,55 Fone: Dados da Pesquisa Noa: * significaivo a 1% de probabilidade. Valores críicos abelados VOGELSANG (1999). A Tabela 2 mosra-se os resulados enconrados para o ese de VOGELSANG (1999), para as duas séries com uma única quebra esruural (dummy ipo pulse em julho de 1994), conforme a equação (1). Os resulados dos eses indicam que as duas séries são consideradas esacionárias ou inegradas de ordem de um, ou simplesmene I(1). Ou seja, os valores absoluos calculado de () para I(1) são maiores que os valores absoluos criicos a 5%. Tabela 2 - Resulados do ese de VOGELSANG (1999) para esacionariedade das séries preços das séries ( equação 10).

10 Valor Valor críico Valor críico Valor críico Série calculado( alfa)para I(1) Vogelsang (1%) Vogelsang (5%) Vogelsang (10%) PS -3,02** -3,43-2,86-2,57 PR -2.95** -3,43-2,86-2,57 Fone: Dados da Pesquisa Noa: ** significaivo a 5% de probabilidade. Valores críicos abelados VOGELSANG (1999). Por conseguine, odas esimaivas do modelo economerico de co-inegração de GREGORY e HANSEN (1996), foram realizadas com a primeira diferença das séries de preços nos rês modelos, conforme Tabela 3. Tabela 3 Resulados dos modelos de GREGORY e HANSEN (1996) para idenificar exisência de co-inegração enre as séries Modelos Daa de Quebra ADF dos Resíduos Valor Criico 1% Valor Criico 5% Valor Criico 10% C 07/ * -5,13-4,61-4,34 C/T 07/ * -5,45-4,99-4,72 C/S 07/ * -5,47-4,95-4,68 Fone: Dados da Pesquisa Noa: * significaivo a 1% de probabilidade. Valores críicos abelados GREGORY e HANSEN (1996). De acordo com a Tabela 3, a hipóese nula foi rejeiada, enão se conclui que as séries apresenam-se co-inegradas mesmo com a presença da quebra esruural. Desa forma, os preços recebidos da cana-de-açucar em São Paulo e no Paraná apresenam relação de equilíbrio de longo prazo. Ou seja, mesmo com o regime shif pode-se afirmar que os mercados são inegrados.

11 4. CONSIDERAÇÕES FINAIS Desa forma, quando se analisa a inegração de preços enre os mercados de cana-de-açucar em São Paulo e no Paraná usando o ese de raiz uniária ADF e de coinegração de Johansen pode-se incorrer em resulados viesados, endo em visa o comporameno da quebra esruural que o Plano Real exerceu sob as séries econômicas (regime shif). Quando se uiliza eses economéricos mais robusos, a hipoése de convergência de preços é valida. Ou seja, no longo prazo, os preços enre os diversos mercados endem a convergir para o mesmo paamar, excluido a diferença de frees. Desa forma, a parir do exposo nese rabalho, a esabilização dos preços da economia pelo Plano Real deve ser considerada na modelagem economérica, no qual usando eses apropriados os mercados são inegrados, ou caminham junos ou apresenam relações de longo prazo. 5. REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS BOX, G.E.P., TIAO, G.C. Inervenion analysis wih applicaion o economic and environmenal problems. Journal of he Americal Saisical Associaion, v. 70, n. 3, p , ENDERS, W. Applied economeric ime series. New York: Jonh Wiley & Sons, p. ENGLE, R. F.; GRANGER, C. W. J. Coinegraion and error correcion: represenaion, esimaion and esing. Economerica, Chicago, v. 55, n. 2, p , Mar FRANSES, P.H., HALDRUP, N. The effecs of addiives ouliers on ess for uni roos and coinegraion. Journal Business and Economic Saisics, v. 12, p , GREGORY, A.W.; HANSEN, B.E. Residual-based ess for coinegraion in models wih regime shifs. Journal of Economerics, Vol.70, pp , HJELM, G., JOHANSSON, M.W. Srucural change in fiscal policy and he permanence of fiscal conracions - he case of Denmark and Ireland. Working Paper by Lund Universiy, Deparameno f Economics, 2002.

12 INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA-IBGE. Disponível em: < >. Acesso em 10 de Agoso de INSTITUTO DE PESQUISA EM ECONOMIA APLICADA - IPEA. Informações econômicas. [ agoso de 2007www.ipeadaa.gov.br). ] MADDALA, G.S., KIM, I.M. Uni roos, co inegraion, and srucural change. New York: Cambridge Universiy, p. MADDALA, G.S., KIM, I.M. Uni roos, co-inegraion, and srucural change. New York: Cambridge Universiy, p. MARGARIDO, M.A. Aplicação de eses de raiz uniária com quebra esruural em series econômicas no Brasil na década de 90. Informações Econômicas, São Paulo, n. 4, v. 31, NEAGRI. A Consiuição da Nova Regulamenação Sucroalcooleira Cadernos do Ceam. Brasília:Ediora Unesp, v.22, 243p. PERRON, P. The grea crash, he oil price shock and he uni roo hypohesis. Economerica, v. 57, n. 6, p , PERRON, P., NG, S. Useful modificaions o uni roo ess wih dependen errors and heir local asympoic properies. Review of Economic Sudies, n. 63, p , SACHS, R.C.C. Cana-de-açúcar: Preços Recebidos Pelos Produores no Esado de São Paulo. (2005)Disponível em: SHIN, D.W., SAKAR, S., LEE, J.H. Uni roo ess for ime series wih ouliers. Saisics and Probabiliy Leers, v. 30, p , TSAY, R.S. Ouliers, level shifs, and variance changes in ime series. Journal of Forecasing, n. 7, p. 1-20, VOGELSANG, T.J. Two simple procedures for esing for a uni roo when here are addiive ouliers. Journal of he Series Analysis, v. 20, n. 2, ZIVOT, E., ANDREWS, D.W.K. Furher Evidence on he Grea Crash, he Oil Price Shock and he Uni Roo Hypohesis, Journal of Business and Economics Saisics 10, , 1992.