TAXA DE CÂMBIO, RENDA MUNDIAL E EXPORTAÇÕES DE CALÇADOS: UM ESTUDO PARA ECONOMIA CEARENSE

Transcrição

1 TAXA DE CÂMBIO, RENDA MUNDIAL E EXPORTAÇÕES DE CALÇADOS: UM ESTUDO PARA ECONOMIA CEARENSE José freire Júnior Insiuo de Pesquisa e Esraégia Econômica do Ceará jose.freire@ipece.ce.gov.br fone: (85) Wialo de Lima Paiva Insiuo de Pesquisa e Esraégia Econômica do Ceará wialo.paiva@ipece.ce.gov.br Nicolino Trompieri Neo Insiuo de Pesquisa e Esraégia Econômica do Ceará nicolino.rompieri@ipece.ce.gov.br Classificação JEL F9, D22, C32

2 TAXA DE CÂMBIO, RENDA MUNDIAL E EXPORTAÇÕES DE CALÇADOS: UM ESTUDO PARA ECONOMIA CEARENSE RESUMO O objeo desse rabalho é conhecer a influência do câmbio sobre as exporações cearenses de calçados, principalmene as elasicidade-câmbio e elasicidade-renda mundial de curo e longo prazo. Verificar se houve quebra esruural no período referene à análise, já que, nese período, a economia brasileira sofreu diversas urbulências e mudanças de regimes cambiais. Foram empregados méodos de séries de empo, ese de raiz uniária, ese de coinegração de Johansen, o modelo auo-regressivo veorial (VAR), veor de correção de erros (VEC), função impulso-resposa, decomposição da variância dos erros de previsão e ese de causalidade de Granger. O período escolhido abrange janeiro de 996 a março de 2009 compreendendo 53 observações rimesrais. Os resulados indicam que as séries apresenam raízes uniárias, são odas inegradas de ordem um e apresenam uma relação de longo prazo enre elas, de acordo com o ese de coinegração de Johansen. Os coeficienes dos modelos esimados apresenaram resulados compaíveis com a eoria econômica quando raados na forma de elasicidades, e os resulados mosraram, ambém, a fore influência do câmbio e da renda mundial sobre as exporações de calçados. Palavras-chave: exporação, câmbio, modelo VAR e elasicidades ABSTRACT The objec of his paper is o explore he influence of exchange raes on expors of foowear from Ceará, especially he exchange rae elasiciy and income elasiciy of world shor and long erm. Deermine wheher here was a srucural break in he period referring o he analysis, since in his period, he Brazilian economy has undergone several upheavals and changes of exchange rae regimes. Mehods were used for ime series, uni roo es, Johansen coinegraion es, he model vecor auoregressive (VAR), vecor error correcion (VEC), impulse-response funcion, variance decomposiion of forecas errors and Granger causaliy es. The chosen period covers January 996 o March 2009 comprising 53 quarerly observaions. The resuls indicae ha he series have uni roos, are all inegraed of order one and have a long erm relaionship beween hem, according o Johansen coinegraion es. The coefficiens of he esimaed models showed resuls consisen wih economic heory when reaed in he form of elasiciies, and he resuls also showed he srong influence of exchange rae and world income on foowear expors. Keywords: expor, exchange, VAR and elasiciies

3 . INTRODUÇÃO Especialmene nos úlimos dez anos a exporações de calçados ganharam imporância nas relações de comércio exerior do Ceará. O crescimeno conínuo nese período colocou o calçado como principal iem de exporação do esado. Esse crescimeno observado nas vendas de calçados ao exerior ocorreu em um período marcado por urbulências na economia inernacional com repercussões direas na economia nacional, especialmene no ocane à políica cambial e na axa de câmbio. A crise inernacional iniciada no final de 2008 e cujos efeios na economia mundial ainda hoje perduram e assim coninuarão por algum empo é o episódio mais recene. Em um cenário marcado por crises inernacionais, volailidade na axa de cambio e pela maior imporância do calçados como iem de exporação do esado, o presene arigo eve como objeivo principal verificar a sensibilidade das exporações cearenses de calçados à axa de cambio e á renda mundial. A relevância do objeivo proposo é ainda maior quando se consaa a imporância das exporações de calçados para o esado, cuja repercussão de seu desempenho ende a afear a economia dos municípios quase sempre dependenes dos empregos gerados pela indúsrias calçadisas neles insaladas. Soma-se a isso a enaiva de enender as conseqüências que crises inernacionais, como a que eve início nos meses finais de 2008, podem er sobre as vendas cearenses de calçados ao exerior. Para ano, o esudo esá dividido em ouras see seções além desa inrodução. As eapas dois faz um breve hisórico sobre o câmbio no Brasil e sobre as exporações cearenses de calçados. As seções rês e quaro se dedicam à revisão da lieraura e à apresenação da meodologia, respecivamene. A seção cinco raz os resulados e as discussões. Na seção seis são feias as considerações final. Na seção see em-se as referencias bibliográficas, e por fim, a seção oio raz os apêndices. 2. BREVE HISTÓRICO Em 2008, as vendas calçados ao exerior alcançaram o valor de US$ 346,9 milhões, o equivalene a 27,2% do oal exporado pelo Ceará nese ano. Em relação ao início da década, o crescimeno é de 326,9%. Isso porque em 2000 as vendas exernas somavam US$ 8,3 milhões, o que represenava 6,4% das exporações oais do esado. O desempenho é ainda melhor quando no se em como pono de parida a segunda meade da década de novena. Em 996 o valor oal exporado de calçados pelo Ceará foi de US$ 0,3 milhões passando em apenas dois anos para US$ 65,6 milhões, um crescimeno em orno de 6 vezes em apenas dois anos. Considerando 2008, o valor comercializado é 30 vezes superior ao de 996. Já o preço médio (US$/KG) das exporações de calçados quando observado odo o período de esudo, ou seja, de 996 a 2008, passou de 7,2 para 4,6 no final de 2008, represenando um crescimeno superior a 00%. A quanidade exporada ambém eve um desempenho exraordinário passando de.49 oneladas para oneladas. Ver abela. Paralela ao crescimeno das exporações de calçados experimenado pelo Ceará, assisiu-se no período em análise mudanças imporanes no ambiene econômico nacional. Na verdade, a economia brasileira sofreu diversas ransformações imporanes nas duas úlimas décadas. Tal período foi marcado pela liberalização do mercado de câmbio, pelo processo de aberura comercial da economia brasileira e pela maior flexibilidade em

4 relação ao movimeno inernacional de capiais. Ao lado desas mudanças, uma ainda mais imporane, a implanação do plano real, marcou o inicio de uma nova eapa na economia nacional, inclusive nas poliicas econômicas adoadas a parir de enão, em especial a políica cambial. TABELA Exporações cearenses de calçados 996 a 2008 ANOS VALOR US$ (FOB) PESO LÍQUIDO (KG) PREÇO MÉDIO (US$/KG) , , , , , , , , , , , , ,62 Fone: MDIC/Secex. Elaboração IPECE. Com o novo plano, a políica cambial se deu no senido de permiir uma livre fluuação da axa de cambio, associada a uma políica moneária resriiva. Tal posura resulou numa valorização cambial (âncora cambial) que serviu ao propósio de conenção de preços, ou seja, como os produos imporados esavam mais baraos, não havia pressão da demanda sobre os preços inernos e, porano, não havia enaivas de elevação dos preços. A parir de 995, conjunuras inernacionais adversas influenciaram a condução da políica cambial no país. Nese ano, a crise mexicana resulou na saída considerável de capiais de curo prazo do Brasil, levando a uma desvalorização considerável da moeda nacional. Para eviar o agravameno da siuação o Banco Cenral do Brasil elevou as axas de juros e passou a inerferir direamene no mercado de câmbio com a inrodução do sisema conhecido como bandas cambiais de forma a garanir uma desvalorização gradual do câmbio Nos meses finais de 998 e inicio de 999 a posura aé enão ransformações mais profundas foram necessárias. Com a fuga de capiais iniciada em agoso de 998, decorrene da crise russa e a rápida perda de reservas cambiais o sisema de bandas cambiais ornou-se insusenável. Houve enão uma fore desvalorização da moeda nacional e o Banco Cenral do Brasil passou a adoar o sisema de livre fluuação cambial o regime de câmbio fluuane. O Brasil após experimenar diversos regimes cambiais obeve melhores resulados com a adoção do regime de câmbio fluuane. A fluuação cambial rouxe mais flexibilidade para a políica econômica. Como viso, a evolução das exporações cearenses de calçados se deu em um período marcado por crises econômicas e alerações sensíveis na políica cambial. Uma quesão naural que decorre dese conexo é idenificar a real influência da axa de câmbio e da renda mundial sobre as vendas exernas dos calçados cearenses.

5 3. REVISÃO DA LITERATURA Há vários anos que muios esudos vêm sendo realizados sobre écnicas uilizadas nas esimaivas das equações de exporações e imporações para o Brasil. Em seguida, fazse um breve rerospeco eórico sobre os principais rabalhos que raam sobre esimaiva das equações de exporação e imporação. Os primeiros esudos realizados na busca de esimar equações de exporação e imporação no Brasil desacam-se os de Braga e Markwald (983) e Zini Jr. (988). Eses esudos inham em comum, o esabelecimeno inicial da suposição de equilíbrio enre ofera e demanda e, depois, impunham uma dinâmica de desequilíbrio. Eses modelos eram esimados usando-se equações simulâneas, como mínimos quadrados de rês eságios, e, pariam do pressuposo que as séries emporais eram esacionárias. Cabe ressalar, porém, que essas hipóeses eram aceias sem a necessidade de realização de eses específicos. Para Zini Jr. (998) as funções de demanda e de ofera das exporações assumem que os produos imporados não são subsiuos perfeios para os bens domésicos, e que é possível esimar as elasicidades-preço finias. Para o auor, o modelo de subsiuos perfeios só aplica-se ao comércio de bens homogêneos como as commodiies. Porugal (992) esimou as equações de demanda e ofera para exporação e imporação baseada nas seguines suposições: (i) Subsiuição imperfeia (leve diferenciação enre produos domésicos e esrangeiros); (ii) Preços diferenciados; (iii) Hipóese do país pequeno (a paricipação do país no comércio mundial é pequena). Com relação modelos ciados acima usados na esimação das equações de exporações e ouros usando écnicas similares, convém salienar, que eles são imporanes no seu aspeco eórico, pois, uiliza a eoria microeconômica como pano de fundo, ou seja, procuram deerminar o equilíbrio enre demanda e ofera dos bens exporáveis, onde a variável dependene é a quanidade exporada ou algum índice quanum e coloca os preços das exporações como variável independene sendo considerados seus preços médios, ou algum índice de preços das exporações. No caso do presene rabalho, procura-se não adoar esses modelos de esimação, já que o objeivo é de buscar os resulados de uma forma mais aplicada possível, eviando a inclusão de muias variáveis, provocando redução de graus de liberdades do modelo e sua liberdade de explicação. Além disso, vale lembrar a década de 90, onde Margarido (200), afirma que a evolução de várias séries econômicas enfrenou dois momenos disinos. O período de 990 a junho de 994, marcado pela insabilidade de preços, e a parir de junho de 994, com a implemenação do plano real, levando a uma redução acenuada na axa de crescimeno dos preços, mudando radicalmene a rajeória da inflação, configurando uma quebra esruural. Segundo Casro e Cavalcani (998) apesar da grande maioria dos esudos aneriores serem geralmene baseados em índices de preço e quanum. E apesar de ais índices serem preferíveis do pono de visa eórico, a opção pelos dados em valor em a vanagem de fornecer resulados aplicados direamene na análise da balança comercial do país, além de proporcionar um período amosral mais exenso para as esimações economéricas. Modelos com esas caracerísicas foram uilizados aé o final da década de 80.

6 4. METODOLOGIA 4. MODELO VAR O modelo de Casro e Cavalcani (998), adoado nese rabalho, esima as equações para exporações e imporações oais e desagregadas, a parir de dados anuais, para o período de Para a esimação das equações de exporação, emos: x = e + yw (4.) Onde: x = valor real das exporações em dólares, deflacionado pelo IPA dos EUA; e = axa de câmbio real; yw = índice das imporações mundiais oais, em valor real, como proxy da renda mundial. O modelo de Análise de Auoregressão veorial (Vecor Auoregression analysis VAR), proposo por Sims (980), defende a premissa que odas as variáveis no modelo devem ser raadas de forma simulânea e simérica. Nesa versão o modelo era especificado a parir do comporameno dos dados. Porém, em Sims (986) valorizou-se a imporância da eoria econômica no comporameno das variáveis. O modelo VAR pode ser escrio em noação maricial, na forma: Onde: Y = veor (n x ) auoregressivo de ordem p; Ψ 0 = veor (n x ) de inercepos; Π i = mariz de parâmeros de ordem (n x n); ε = ermo de erro esocásico, com ε ~ N(0, Ω). Y = Ψ 0 + Π Y - + Π 2 Y Π k Y -k + ε (4.2) Suponha um sisema de equações com rês variáveis, xc, cr e yw, inerdependenes e relacionados por uma memória auo-regressiva, o modelo VAR ficaria represenado: k k k = α + β i xc i + φicr i + γ i yw i + ε i= i= i= xc (4.3) k k k = α 2 + λi xc i + µ icr i + π i yw i + ε i= i= i= k k k = α 3 + θ xc i + ς cr i + τ i yw i + ε i= i= i= cr 2 (4.4) yw 3 (4.5) Onde: xc = valor real das exporações de calçados em dólares; cr = índice da axa de câmbio real efeiva; yw = renda mundial.

7 No modelo VAR descrio é imporane observar que com sucessivas defasagens, os coeficienes esimados perdem seu poder de significância esaísica, em virude da ala mulicolinearidade enre as variáveis. Porém, eles podem ser significaivos pelo criério da esaísica F. 4.2 TESTES DE ESTABILIDADE DO MODELO 4.2. Tese de Chow No ese de Chow um período à frene esima-se o modelo desde sua observação inicial aé uma daa. Na sequência, observa-se o erro comeido na projeção em + e comparam-se os resíduos do período de = 0 aé, com o resíduo de + aravés de um ese F. No ese de breah-poin (quebras) de Chow, esima-se o modelo para oda a amosra enre a observação inicial = 0 e a úlima observação = T. A cada comparam-se os resíduos das esimações para os dois sub-períodos: [0 a ] e [ + a T] aravés de um ese F. A ocorrência de quebras em deerminado pode ser idenificada aravés dese ese. O ese forecas de Chow esima a amosra enre = 0 e e projeam-se os resulados enre + e T. Compara-se os resíduos de dois períodos [0,] e [ +, T] aravés de um ese F. Ese ese capura a insabilidade nas projeções à medida que o modelo vai sendo esimado recursivamene Tese dos Resíduos Recursivos Nos resíduos recursivos um período à frene esima-se o modelo enre a observação inicial e uma observação e projea-se o resulado em +. Compara-se, enão, o dado efeivo de + com o esimado e repora-se o resíduo e o inervalo de confiança a 2 desvios-padrão Tese de CUSUM e CUSUM ao quadrado Ese ese é baseado na soma cumulaiva dos resíduos recursivos. A écnica é indicada para dados de séries emporais e pode ser usada, mesmo quando há incereza sobre quando pode er havido uma quebra esruural. A hipóese nula, é que o coeficiene de um veor β, é o mesmo para odo o período; e a hipóese alernaiva é que há um disúrbio na variância. É um ese geral e não requer uma especificação, a priori, de quando ocorrerá uma quebra esruural. O ese de CUSUM seria enão: CUSUM = r= k + w r / s, para = k +,..., T (4.6) Onde: w = resíduos recursivos; s = erro padrão da regressão para odos os T ponos da amosra. 4.3 ORIGEM DOS DADOS

8 Os dados uilizados nese rabalho relaivos ao valor das exporações de calçados, em dólares americanos, foram exraídos do MDIC/Secex, referene ao período compreendido enre janeiro de 996 e março de 2009, e deflacionados pelo IPA-Índice de Preços por Aacado dos EUA (Esados Unidos da América), divulgados pelo Fundo Moneário Inernacional, Inernaional Financial Saisics (FMI/IFS), a preços consanes de dezembro de A opção em se uilizar o Índice de Preços por Aacado, ao invés de um índice de preço ao consumidor segundo Zini (993, P. 32, apud MARGARIDO, 200), deve-se ao fao de que o IPA reflee a evolução dos preços de produos indusriais e agrícolas que podem ser caracerizados como comercializáveis com o reso do mundo (radeables), enquano o índice de preço ao consumidor inclui bens e serviços que esão à margem do comércio inernacional (bens não-comercializáveis). Logo, definimos as exporações de calçados como: xc = logarimo das Exporações de calçados. O índice de Taxa de Câmbio real efeivo (TCRE) foi obido do IPEADATA, considerando como daa base o período de dezembro de 2008, onde, represena a medida da compeiividade das exporações brasileiras calculada pela média ponderada do índice de paridade do poder de compra dos 6 maiores parceiros comerciais do Brasil. A paridade do poder de compra é definida pelo quociene enre a axa de câmbio nominal (em R$/unidade de moeda esrangeira) e a relação enre o Índice de Preço por Aacado (IPA) dos pais em caso e o Índice de Preços por Aacado ofera global (IPA-OG/FGV) do Brasil. As ponderações uilizadas são as paricipações de cada parceiro no oal das exporações brasileiras em 200. porano: w i ei Pi TCRE = (4.7) i P Onde: TCRE = axa de câmbio real efeiva; e i = Taxa de câmbio nominal bilaeral conra o país i; P i = Um índice de preços escolhido para o país esrangeiro i; P = É o índice de preços inernos (IPA-DI da FGV); w i = w =. o peso aribuído ao país i de al forma que i cr = logarimo do Índice de Taxa de Câmbio Real Efeiva. As Imporações Mundiais (YW) represenarão uma Proxy da Renda Mundial, onde seus valores foram deflacionados e ransformados em Índice com base em dezembro de Seus dados foram divulgados pelo Inernaional Financial Saisic/IFS publicado pelo Fundo Moneário Inernacional (FMI) e obido aravés do IPEADATA ( Porano: yw = logarimo da Renda Mundial. i 5. RESULTADOS E DISCUSSÕES Para verificar a esacionariedade das séries e deerminar a ordem de inegração das variáveis uilizadas, foram realizado ese de raiz uniária Dickey-Fuller (ADF), com defasagens baseadas no SIC (Schwarz Informaion Crierion). As esaísicas τ µ, τ, τ

9 correspondem às equações com consane e sem endência; com consane e com endência; e, sem consane e sem endência. Os resulados apresenados na abela 3, onde as variáveis esão em níveis, sugerem a não-esacionariedade de odas as séries ao nível de significância de 5%. TABELA 3 Tese de Raiz Uniária, Dickey-Fuller Aumenado (ADF) para as variáveis do modelo de exporações de calçados, em níveis, primeiro rimesre de 996 ao primeiro rimesre de τ µ defasagens τ defasagens τ defasagens xc cr yw Fone: Dados da pesquisa. Os valores críicos para os modelos ao nível de significância de 5% são: τ = 2,928 µ τ = 3,507 τ =, 9476 *indica que a hipóese nula é rejeiada ao nível de significância de 5%. A abela 4 mosra o ese ADF aplicado às variáveis em primeiras diferenças, apona, em odos os casos, para a rejeição da hipóese nula de raiz uniária, ou seja, odas as séries são esacionárias em primeiras diferenças ao nível de significância de 5%. Ese resulado apona um fore indicaivo de que as séries são inegradas de ordem um, I(). TABELA 4 Tese de Raiz Uniária, Dickey-Fuller Aumenado (ADF) para as variáveis do modelo de exporações de calçados, em primeira diferença, primeiro rimesre de 996 ao primeiro rimesre de τ µ defasagens τ defasagens τ defasagens D(xc) -3,2276* 6-9,4025* 0-7,9703* 0 D(cr) -7,2998* 0-7,2779* 0-7,3449* 0 D(yw) -4,0960* 4-3,9754* 4-3,7064* 4 Fone: Dados da pesquisa. Os valores críicos para os modelos ao nível de significância de 5% são: τ µ = 2,928 τ = 3,4677 τ =, 945 *indica que a hipóese nula é rejeiada ao nível de significância de 5%. Com o objeivo de confirmar os resulados obidos pelo ese ADF, empregou-se o ese Kwiakowski, Phillips, Schmid e Shin (KPSS) no qual assume que a variável esada é esacionária sobre a hipóese nula. Na abela 5, observa-se que odas as séries, em níveis, não são esacionárias ao nível de significância de 5%. A exceção fica por cona da série cr, correspondene ao ese com consane e sem endência, que apresena indicaivo de esacionariedade. TABELA 5 Tese de Esacinariedade, KPSS para variáveis do modelo de exporações de calçados, em nível, primeiro rimesre de 996 ao primeiro rimesre de consane defasagens Consane e endência defasagens xc 0,9587* 5 0,589* 4 cr 0, ,768* 6 yw,0837* 6 0,232* 6 Fone: Dados da pesquisa. Os valores críicos para os modelos ao nível de significância de 5% são: consane = 0,463;

10 consane e endência = 0,46. *indica que a hipóese nula é rejeiada ao nível de significância de 5%. O ese Kwiakowski, Phillips, Schmid e Shin (KPSS) em primeira diferença, mosrada na abela 6, indica que odas as séries são esacionárias. A única exceção, veio da variável xc, com consane e sem endência, que apresenou uma rejeição ao nível de 5%, indicando não-esacionariedade em primeira diferença, em compensação apresenou-se como esacionária quando o ese foi realizado em nível. TABELA 6 Tese de Esacinariedade, KPSS para variáveis do modelo de exporações de calçados, em primeira diferença, primeiro rimesre de 996 ao primeiro rimesre de consane defasagens Consane e endência defasagens D(xc) 0,5409* 3 0,38 8 D(cr) 0, , D(yw) 0, , Fone: Dados da pesquisa. Os valores críicos para os modelos ao nível de significância de 5% são: consane = 0,463; consane e endência = 0,46. *indica que a hipóese nula é rejeiada ao nível de significância de 5%. Os resulados referenes aos eses de coinegração apresenados na abela 7, indicam que a hipóese nula do ese do raço foi rejeiada, dado que o valor da esaísica raço calculado foi igual a 58,7, superior ao seu valor críico a um nível de significância de 5%, ou seja, 35,9. O mesmo pode ser observado para o ese do máximo auovalor, em que seu valor calculado (38,44) foi superior ao nível de significância de 5% (22,3). O resulado de ambos os eses mosram a indicação de pelo menos um veor de coinegração. TABELA 7 Resulado do Tese de Coinegração para as variáveis xc, cr e yw. Primeiro rimesre de 996 ao primeiro rimesre de Auovalor Hipóese nula Hipóese Alernaiva ese do raço calculado ese do máximo auovalor calculado raço-valor criico (5%) auovalor-valor criico (5%) 0, r=0 r>0 58,7350* 38,44045* 35, , ,27957 r< r> 9, , ,2680 5,8920 0, r<2 r>2 3, ,0356 9,6454 9,6454 Fone: Dados da pesquisa. *indica que a hipóese nula é rejeiada a um nível de significância de 5%. Como o ese de coinegração de Johansen consaou a presença de pelo menos um veor de coinegração, conseqüenemene, há um relacionameno de longo prazo enre as variáveis. E, como o número de veores de coinegração é maior que zero e menor que o número de variáveis, enão, ao invés de se uilizar o modelo Auo-regressivo Veorial (VAR), uiliza-se o modelo Veorial de Correção de Erro (VEC), para as esimaivas das elasicidades de curo e longo prazo. Na abela 8 enconra-se o primeiro veor de coinegração, que corresponde a relação de longo prazo, onde seus coeficienes represenam a elasicidade-câmbio e a elasicidaderenda mundial, deerminanes do nível de exporações de calçados. Os resulados indicam que os sinais esão correamene especificados, mosrando uma relação direa enre exporação de calçados com a axa de câmbio e a renda mundial, ou seja, uma desvalorização de 0% no câmbio real deve produzir, no longo prazo, uma elevação de

11 22,3% no nível de exporações de calçados, ao passo que um aumeno de 0% na renda mundial deve corresponder, em média, um aumeno de 22,% nas exporações de calçados. Os resulados obidos são significanes a 5%. TABELA 8 Resulados das esimações para as exporações de calçados 996T a 2009T Veor de coinegração (irresrio) normalizado longo prazo xc cr yw,000-2,226-2,97 (0,825) (0,323) [-2,697] [-6,82] Fone: Dados da pesquisa. Desvio-padrão enre parêneses; Esaísicas enre colchees. A abela 9 raa da dinâmica do curo prazo para as exporações de calçados já que o modelo VAR não especifica relações conemporâneas enre as variáveis. Os resulados da esimação do modelo de correção de erro mosraram que os coeficienes esimados foram significaivos a 5% e apresenaram sinais esperados. De acordo com os resulados um aumeno de % na axa de crescimeno do câmbio real deve produzir, no mesmo período, uma elevação de cerca de 0,6% na axa de crescimeno das exporações de calçados. No caso da renda mundial a mesma variação acarrearia uma elevação de 0,6% no mesmo período. Com relação ao Termo de Correção de Erros (TCE) o resulado sinaliza que serão necessários 3,5 rimesres (/0,276) para que os desequilíbrios de curo prazo sejam corrigidos no longo prazo. O modelo de correção de erros (ECM) ambém confirmou a sazonalidade das séries, as dummies sazonais do primeiro rimesre se mosrou significane a um nível de significância de 5%. Conclui-se, porano, com relação à dinâmica de curo prazo, que a axa de câmbio real e a renda mundial são variáveis às quais as exporações de calçados respondem no curo prazo. TABELA 9 Esimação da equação de curo prazo das exporação de calçados 996 a 2009 Dinâmica de curo prazo Dxc = -0,276TCE - + 0,72xc - + 0,6cr - + 0,60yw - + 0,2S + 0,4D98-2,4 (0,042) (0,050) (0,094) (0,093) (0,075) (0,9) (0,382) [-6,55] [7,] [6,55] [6,5] [2,8] [2,6] [-6,29] Fone: Dados da pesquisa D = primeira diferença; D98 = dummy oulier para o ano de 998. TCE = Termo de Correção de Erros; S, S2 e S3 = dummies sazonais; (...) = represena o desvio-padrão; [...] = represena a esaísica. A função de resposa ao impulso define o efeio do choque exógeno de uma perurbação aleaória sobre os valores presenes e passados das variáveis endógenas.

12 FIGURA 3 Resposa das exporações de calçados (xc) devido a um choque não anecipado sobre a axa de câmbio efeiva real (cr) e sobre a renda mundial.(função Impulso-Resposa). A figura 3 mosra que quando se aplica um choque não anecipado no valor de um desvio padrão sobre a axa de câmbio real, as exporações de calçados reagem posiivamene no primeiro rimesre, elevando-se em 0,6% e coninuam crescendo. Poseriormene, a parir do décimo rimesre as exporações alcançam a esabilidade. Porano, uma desvalorização cambial, ende a esimular a exporação de calçados, pois, apesar dos exporadores receberem a mesma receia em ermos de dólares por onelada exporada sua receia em moeda domésica eleva-se. Ese processo ende a coninuar aé que a redução inerna na ofera do produo eleve os preços domésicos levando a uma esabilização nas exporações de calçados. Processo idênico verifica-se na aplicação de um choque não anecipado sobre a renda mundial. A abela 0 mosra os resulados relaivos à decomposição da variância que fornece a paricipação do erro da variância (previsa), aribuída aos choques de uma deerminada variável conra os choques nas ouras variáveis do sisema. Supõe-se que um choque não anecipado sobre as variáveis analisadas perdure no máximo 20 rimesres. De acordo com os resulados da decomposição da variância dos erros de previsão para a variável xc (exporações de calçados) após os 20 rimesres, cerca de 36% da variância dos erros de previsão da variável xc são aribuídas a ela e 4% à axa de câmbio real e 60% a renda mundial. Nese caso, a axa de câmbio e a renda mundial se consiuem variáveis imporanes para deerminar a quanidade exporada de calçados. TABELA 0 Resulados da decomposição da variância dos erros de previsão em porcenagem da variável xc em relação a xc, cr, yw. Primeiro rimesre de 996 ao primeiro rimesre de Variável Período xc cr yw xc Fone: Dados da pesquisa. Ao se analisar a decomposição da variância dos erros de previsão da variável axa de câmbio na abela, observa-se que, após um choque não anecipado sobre essa

13 variável e decorrido 20 rimesres, cerca de 97% do comporameno dessa variável se deve a ela própria, sendo que o resane, 3% se devem as exporações de calçados. TABELA Resulados da decomposição da variância dos erros de previsão em porcenagem da variável cr em relação a xc, cr, yw. Primeiro rimesre de 996 ao primeiro rimesre de Variável Período xc cr yw cr Fone: Dados da pesquisa. Na abela 2 observa-se que em orno de 56% é a variância do erro de previsão da variável renda mundial, decorrido 20 rimesres após o choque inicial não anecipado. Os 44% resanes esão divididos enre xc (23%) e cr (2%). Verifica-se uma paricipação considerável da axa de câmbio real e das exporações de calçados na explicação do comporameno da renda mundial. TABELA 2 Resulados da decomposição da variância dos erros de previsão em porcenagem da variável yw em relação a xc, cr, yw. Primeiro rimesre de 996 ao primeiro rimesre de Variável Período xc cr yw Yw Fone: Dados da pesquisa. Na abela 3 foram realizadas eses de causalidade de Granger para verificar o grau de relacionameno enre as variáveis do modelo. Parindo-se da hipóese nula de que não há causalidade enre as variáveis, os resulados apresenados mosram que as exporações de calçados não afeam o comporameno da axa de câmbio real e da renda mundial, comprovados pelo resulado do p-valor (0,47) que não rejeia a hipóese nula a um nível de significância de 5%. Por ouro lado, as variáveis axa de câmbio e renda mundial influenciam o comporameno das exporações de calçados, ou seja, cr e yw causa no senido Granger. Logo a hipóese nula de que cr e yw não causam xc ao nível de significância de 5% é rejeiada. O senido de causalidade é unidirecional, indicando que quando a axa de câmbio real sofre uma desvalorização as exporações de calçados cearenses ornam-se mais baraas e, porano, mais compeiivas aumenando suas exporações. TABELA 3 Resulados dos eses de causalidade de Granger para as variáveis exporações de carnes bovinas, axa de câmbio real e renda mundial. Segundo rimesre de 989 ao primeiro rimesre de Tese Hipóese nula 2 Tese χ Graus de liberdade p-valor xc não causa-granger cr e yw 0,76 2 0, cr e yw não causa-granger xc 7,84 2 0,0006 Fone: Dados da pesquisa. Com relação a esabilidade do modelo, observa-se que no vec apona um indicaivo de insabilidade enre 2000 e 2002 nos eses de chow (Apêndice A a A3). Nos resíduos

14 recursivos apona-se para uma esabilidade do modelo (Apêndice C). No ese de CUSUM, noa-se que xc, cr e yw ficaram denro do inervalo de confiança a 5%, não rejeiando a hipóese nula de esabilidade do modelo. Já no ese CUSUM ao quadrado a insabilidade se dá na renda mundial a parir de 2002 (Apêndice B e B2). Foram inroduzidas dummies ouliers para modelar as quebras esruurais ocorridas em 998:0, 999:0 e 2002:03, dando significaiva, apenas a dummie referene a daa 998:0. 6. CONCLUSÕES Ese rabalho procurou analisar o impaco do câmbio e da renda mundial sobre as exporações de calçados do Ceará no período de 996 a 2009, uilizando-se méodos de séries de empo. O resulado do ese de coinegração indicou a exisência de pelo menos um veor de coinegração, levando a não rejeição da hipóese de que as variáveis são coinegradas, porano, não rejeiamos a hipóese de que exise um relacionameno de equilíbrio de longo prazo enre as séries. Com relação a esimação das elasicidades do câmbio e da renda mundial de longo prazo, observou-se que as exporações de calçados são muio sensíveis a variações do câmbio e da renda mundial. Era o que se esperava, dado que as elasicidades do câmbio e da renda mundial de produos manufaurados são bem superiores aos produos básicos. Em relação as elasicidades de curo prazo, as exporações de calçados respondem rapidamene as variações no câmbio e na renda, iso ocorre provavelmene porque a esruura produiva desas empresas são voladas preferencialmene para o mercado exerior. As elasicidades obidas no modelo esão de acordo com a eoria econômica e a eoria do comércio exerior. O modelo de exporações de calçados apresenada mosrou-se esável se levarmos em cona as urbulências inernas ocorridas na economia brasileira com a implanação de dois planos econômicas, além de problemas ocorridos na economia mundial como as crises ocorridas na Rússia e na Ásia. Também, deve-se lembrar que nem odos os aconecimenos ocorridos rouxeram prejuízos as exporações de calçados cearenses. Podemos ciar a fore desvalorização do câmbio ocorrida no segundo semesre de Consaa-se que as exporações de calçados respondem bem a variações no câmbio e na renda mundial. Porém, deve-se enfaizar que a renda mundial é exógena em ermos de políicas econômicas domésica, ou seja, as auoridades econômicas não podem influenciar o comporameno da renda mundial, resando auar na políica cambial. A políica cambial a ser adoada deve eviar que o período de fore crescimeno nas exporações de calçados sejam prejudicadas pela adoção de políicas equivocadas colocando a perder odos os benefícios auferidos por esas exporações e, conseqüenemene, a piora na balança comercial.

15 7. REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS BACCHI, M. R. P. BARROS, G. S. C.; BURNQUIST, H. L. Esimação de equações de ofera de exporação de produos agropecuários para o Brasil (992/2000): Texo para discursão n o 865, Rio de Janeiro: IPEA, BRAGA, H. C.; MARKWALD, R. A. Funções de ofera e de demanda das exporações de manufaurados no Brasil: esimação de um modelo simulâneo. Rio de Janeiro: IPEA, 983 (Texo para Discursão Inerna, 57). CASTRO, A. S.; CAVALCANTI, M. A. F. H. Esimação de equações de exporação e imporação para o Brasil 955/95. Pesquisa e Planejameno Econômico, Rio de Janeiro, v. 28, n., p. -68, abr 998. CHOW, G. Tess of equaliy beween ses of coefficiens in wo linear regressions. Economérica, n. 28, p , 960. CHU, C. S. J.; WHITE, H. A Direc Tes for Changing Trend. Journal of Business & Economic Saisics, v. 0, n. 3, p , 992. DAVIDSON, R; MACKINNON, J. Esimaion and Inference in Economerics, Oxford Universiy Press London. DICKEY, D. A., FULLER, W. A. Disribuion of he esimaors for auoregressive ime series wih a uni roo. Journal of he American Saisical Associaion, v. 74, p , 979. ENDERS, W. Applied economeric ime series. New York: John Wiley and Sons, 995. HANSEN, B. E. Convergence o Sochasic Inegrals for Dependen Heerogeneous Processes. Economeric Theory, v. 8, n. 4, p , 992a. HARVEY, A. C.; The Economeric Analysis of Time Series, 2 a Cambridge, Massachuses, 990. ed., MIT Press, INSTITUTO DE PESQUISA ECONÔMICA APLICADA (IPEA). Disponível em: <hp:// JARQUE, C. M.; BERA, A. K. A es for normaliy of observaions and regression residuals, Inernaional Saisical Review 55: 63-72, 987. MARGARIDO, M. A. Aplicação de Teses de Raiz Uniária com Quebra Esruural em Séries Econômicas no Brasil na década de 90. Informações Econômicas, v.3, n. 4, abr 200. São Paulo. PORTUGAL, M. S. A insabilidade dos parâmeros nas equações de exporações brasileiras. Pesquisa e Planejameno Econômico, Rio de Janeiro, v. 23, n. 2, p , ago 993.

16 SIMS, C. A. Macroeconomics and realiy, Economerica 48: -48, Are forecasing models usable for policy analysis? Quarerly Review, Federal Reserve Bank of Minneapolis 0: 2-6, 986. ZINE JÚNIOR, A. A. Funções de exporação e imporação para o Brasil. Pesquisa e Planejameno Econõmico, Rio do Janeiro, v. 8, n. 3, p , dez APÊNDICE A - TESTE DE ESTABILIDADE DO MODELO CHOW GRAFICO A TESTE DE CHOW FORECAST GRÁFICO A2 TESTE DE CHOW SAMPLE SPLIT

17 GRAFICO A3 TESTE DE CHOW BREAK-POINT B TESTE DE ESTABILIDADE DO MODELO GRÁFICO B TESTE DE CUSUM

18 GRÁFICO B2 TESTE DE CUSUM AO QUADRADO C TESTE DE ESTABILIDADE DO MODELO GRAFICO C RESÍDUOS RECURSIVOS Recursive Residuals ± 2 S.E.