O EFEITO PASS-THROUGH DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE OS PREÇOS AGRÍCOLAS CLEYZER ADRIAN CUNHA (1) ; ALEX AIRES CUNHA (2).

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1 O EFEITO PASS-THROUGH DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE OS PREÇOS AGRÍCOLAS CLEYZER ADRIAN CUNHA (1) ; ALEX AIRES CUNHA (2). 1.UNIVERSIDADE FEDERAL DE GOIÁS, GOIANIA, GO, BRASIL; 2.UNIVERSIDADE FEDERAL DE VIÇOSA, VIÇOSA, MG, BRASIL. cleyzer@uai.com.br APRESENTAÇÃO ORAL COMERCIALIZAÇÃO, MERCADOS E PREÇOS AGRÍCOLAS O EFEITO PASS-THROUGH DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE OS PREÇOS AGRÍCOLAS Resumo: O objeivo dese rabalho foi analisar os efeios da axa de câmbio sobre os preços agrícolas no período de janeiro de 2000 a dezembro de Para iso uilizou-se eses de raiz uniária, co-inegração e causalidade. Denre os principais resulados desaca-se: 1) os resulados mosram que exise uma relação de equilíbrio de longo prazo enre a axa de câmbio e os preços agrícolas; 2) prevalece o efeio pass-hrough da axa de câmbio sobre os preços agrícolas, ou seja, os movimenos passados da axa de câmbio afeam o comporameno dos preços no presene ( hipóese de causalidade com uma defasagem).

2 Palavras-chaves: axa de câmbio, preços agrícolas, efeio pass-hrough Absrac: The objecive of his paper is o analyze he effecs pass-hrough of he exchange rae on he agriculural prices in Brazil. The resuls indicae: 1) here is relaionship of balance of long period among he variables; 2) The las movemens of he exchange rae affec he behavior of he prices in he presen. The sudy period was January of 2000 o December of Keywords: The exchange rae, agriculural prices and effecs pass-hrough 1. INTRODUÇÃO O regime cambial brasileiro foi muio disino ao longo dos anos 90. Primeiramene, adoou-se em 1990 o regime de axas fluuanes com crescene conversibilidade. Poseriormene, deslocou-se para o regime de axa de câmbio fixa e ala conversibilidade, com a predominância do enfoque das meas reais. A parir de 1994, com a implanação do Plano Real adoou-se a âncora cambial, com a axa fixa em um regime de bandas cambiais (crawlingpeg) buscando a esabilização dos preços. Finalmene, com a crise financeira de 1999, o câmbio foi liberado para fluuar sem a inervenção direa do governo. A axa de câmbio é o indicador das rocas enre as economias, ou seja, ela ende a afear os bens radable e os non-radable, de forma a implicar maior ou menor compeiividade, assim como alocação inerseorial dos recursos produivos na economia. A axa de câmbio apreciada ou valorizada implica perdas de compeiividade dos produos inernos vis-à-vis os exernos, ou seja, os imporadores são favorecidos enquano se penalizam os exporadores. Em conraparida, no caso inverso, ou seja, a axa de câmbio depreciada ou desvalorizada, leva a ganhos para os exporadores e perda para os imporadores.

3 Desa forma, para o seor agrícola, a apreciação da axa de câmbio implica em perda de compeiividade das commodiies agrícolas; a depreciação, por sua vez, implica em ganho de compeiividade. Ese rabalho eve como objeivo principal invesigar, empiricamene, os efeios da axa de cambio sobre os preços agrícolas e indusriais, no período de janeiro de 2000 a dezembro de Uilizou-se na analise eses de raiz uniária, co-inegração e ese de causalidade. O rabalho buscou mosrar que efeios na axa de câmbio precedem efeios sobre os preços agrícolas e que ambém exise uma relação de inegração ou de equilíbrio de longo prazo enre essas variáveis. 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.TESTES DE RAIZ UNITARIA KWIATKOWSKI, PHILLIPS, SCHMIDT E SHIN (KPSS) Anes de esimar o modelo de co-inegração de JOHANSEN (1988) e de causalidade de GRANGER (1969), deve-se analisar a esacionariedade das séries emporais em quesão para não incorrer em uma regressão espúria, o que pode invalidar os resulados esimados. Para GUJARATI (2000), processo esocásico pode ser chamado de esacionário se sua média e variância forem consanes ao longo do empo e se o valor da co-variância enre dois períodos de empo depender apenas da defasagem enre esses períodos e não do período aual, no qual a variância é calculada. A série emporal precisa ser diferenciada d vezes para se ornar esacionária, enão se diz que ela é inegrada de ordem d ou I(d). Se a série emporal for inegrada de I(0), dizse que ela é esacionária em nível e uma serie de ordem 1 é esacionaria I(1). Assim, a ordem de inegração de uma série emporal pode ser verificada por diversos eses de raiz uniária. Denre os mais uilizados, ciam-se como exemplos os de Dickey-Fuller Aumenado (ADF) e o de Phillips-Perron (PP) e Kwiakowski, Phillips, Schmid e Shin (KPSS). Nesse rabalho opou-se por uilizar o ese KPSS (1992) que pode ser formalizado pela seguine expressão:

4 Y = δx + u em que Y é a variável para a qual será analisada a esacionariedade e X variável exógena. O ese esaísico é baseado nos resíduos oriundos da equação (1), pelo ese de LM (Maximoverossimilhança) : (1) é a LM = T S( ) 2 fo 2 (2) em que fo é o esimador especral de freqüência zero ( frequency zero specrum esimaor ) dos resíduos e S() é a função de resíduos cumulaiva denoada por: S( ) = r= 1 ^ u O ese KPSS difere dos demais eses de raiz uniária, pois deve-se aceiar a hipóese nula para que a serie emporal seja esacionaria. (3) 2.2. CO-INTEGRAÇÃO 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. O ese de ENGLE e GRANGER (1987), para co-inegração consise em verificar se e da equação (4) é esacionário. Y 1 = Y K Y K + e (4) ou seja, se e = Y Y k Y k é I(0). Assim, o resíduo e será esado (ese de raiz uniária), para se observar se o e é o não-esacionário. Enreano, o ese de raiz uniária para co-inegração requer disribuições

5 especiais diferenes daquelas de um simples ese raiz uniária. Essas disribuições enconram-se abeladas em ENGLE e GRANGER (1987). Segundo JOHANSEN (1988), pode-se adoar a seguine forma para esimar as relações de co-inegração: Y + e = φ1 Y φ p 1 Y p+ 1+ ηy 1 (5) em que Y é um veor (kx1) de varáveis esocásicas; e são os erros; e = / αβ, em que e são marizes (k x r), sendo r o poso da mariz ( η ), que é igual ao número de veores de co-inegração linearmene independenes. O número de relações (veores) de co-inegração é igual ao número de raízes caracerísicas () de η esaisicamene diferenes de zero. Podem ocorrer as seguines possibilidades: a) r = k, enão o veor Y é esacionário; b) r = 0, enão / c) 0 < r < k, enão exisem marizes α e β, ais que = αβ. Y é esacionário; e JOHANSEN e JUSELIUS (1990) indicaram o ese do raço e o ese do auo-valor máximo. Os valores críicos de ambos os eses são uilizados para verificar a exisência do número máximo de veores de co-inegração. Segundo ENDERS (1995), o ese esaísico de raço é dado pela seguine expressão algébrica: P(ro) = T n + Ln(1 λ ro 1 i ) (6) em que ro = 0, 1,..., k-1, quando i é o i-ésimo auo-valor; P é a esaísica de raço e T é o número de observações. O ese de raço esa a seguine hipóese: Ho: r ro H A : r > ro Segundo ENDERS (1995), o ese do auo-valor máximo é dado pela seguine expressão algébrica:

6 P (ro, ro + 1) = T ln (1 - ro+1 ) (7) em que se esa a seguine hipóese: Ho: r = ro H A : r = ro + 1 OSTERWALD-LENUM (1992) abelou os valores críicos para modelos com aé 11 variáveis, com ermo consane ou não. Uilizaram-se, nese rabalho, os valores críicos calculados por esse auor CAUSALIDADE DE GRANGER A precedência emporal enre series econômicas pode ser invesigada pela uilização do ese de causalidade proposo por Granger (1969). Cabe ressalar que o ese não propicia inferências do ipo causa e efeio do pono de visa econômico. Desa forma, se X causa Y no senido de Granger (precedência) se o passado de X ajuda a prever Y. O ese de causalidade de Granger pode ser aplicado a variáveis esacionárias. Segundo GUJARATI (2000), o ese de causalidade de Granger supõe que as informações relevanes para a previsão das respecivas variáveis em analise esejam conidas exclusivamene nos dados de series emporais desas variáveis. Enão o ese envolve a esimaiva das equações (8) e (9), uilizando as variáveis axa de câmbio (TC) e preço agrícola (PA): n n TC = α i PA 1+ β jtc j+ u1 i= 1 j= 1 (8) m m PA = δ ipa i + φ jtc j+ u 2 i= 1 j= 1 (9) A equação 8 mosra que a TC no período relaciona com os valores passados de

7 TC e de PA. Já a equação 9 evidencia que o valor presene de PA relaciona com os passados de PA e de TC. Os ermos de erros u 1 e u 2 são não correlacionados. A definição do amanho do lag ou defasagem do modelo mosra qual seria o período de empo mais longo para que o movimeno de uma variável ajude a prever movimenos da oura variável. Para escolher correamene o número de defasagens no modelo, pode se usar os criérios de de Schwarz Crierion (SC) e de Akaike Informaion Crierion (AIC). De acordo com BACHI (1995) apud LUKTEPOHL (1991), o ese de SC é mais parcimonioso que o ese de AIC FONTE DE DADOS Para a analise empírica, consideraram-se as seguines variáveis: PA= índice de preços agrícolas no aacado, base 2000 =100 e a axa de câmbio efeiva, base (2000 =100) e correspondem ao período de janeiro de 2000 a dezembro de Os dados foram coleados juno ao Insiuo de Pesquisa em Economia Aplicada (IPEA). 3. RESULTADOS E DISCUSSÃO Com base nos resulados apresenados na Tabela 1 pode-se concluir que as duas séries não são esacionárias, em nível, pois se rejeia hipóese nula de esacionariesdade. Em conraparida, pode-se afirmar que ais séries são inegradas de ordem I(1), pois aceiase a hipóese nula a 1% de probabilidade. Conclui-se que odos os eses poseriores devem ser efeuados com as series diferenciadas uma vez ou d(1). Tabela 1- Tese de esacionariedade KPSS para as series TC e PA no período de janeiro de 2000 a dezembro de Valor calculado Valor calculado Valor críico Valor críico Valor críico Série KPSS para I(0) KPSS para I(1) KPSS (1%) KPSS (5%) KPSS(10%) PA 0,916 0,095 0,739 0,463 0,347

8 TC 0,218 0,103 0,739 0,463 0,347 Fone: dados da pesquisa Noa: O ese KPSS deve-se aceiar a hipóese nula para que a serie emporal seja esacionaria. Segundo GUJARATI (2000), o número de defasagens a serem consideradas nos modelos co-inegração e causalidade são imporanes, pois um número excessivo de defasagens implica perda de graus de liberdade dos modelos. Na Tabela 2, apresenam-se os criérios para o máximo de uma defasagen, pois defasagens muios exensas podem levar a esimaivas imprecisas dos parâmeros. Pelo criério de SC e AIC haveria uma defasagem. De acordo com os eses uilizou-se um lag nos modelos de co-inegraçao e de causalidade. Tabela 2 - Criérios de informação para escolha do número de defasagens (P) P AIC(P) SC(P) 0 11,151 11, ,290* 10,509* 2 10,421 10, ,536 11, ,589 11,246 Fone: dados da pesquisa Noa: * indica o menor valor do criério como sendo o numero de defasagem do modelo. Enão, uilizou-se uma defasagem no ese das relações de co-inegração. As relações de co-inegração foram definidas a parir do ese de JOHANSEN E JUSELIUS (1990), podem ser evidenciados na Tabela 3. Tabela 3 - Tese de JOHANSEN E JUSELIUS (1990) para as relações de co-inegração. Hipóese nula Eigenvalue Esaísica do Valor críico Valor críico raço (5%) (1%) R = 0 0,332 33,572* 15,41 20,04 R 1 0,169 10,565* 3,76 6,65

9 Fone: dados da pesquisa Pela Tabela 3, verifica-se que a esaísica de raço mosra que se rejeia as hipóeses nulas de R = 0 e de R 1 aos níveis de 1% e 5% de significância, podendo-se concluir que há ao menos uma relação de co-inegração ou relação de longo prazo ligando as duas séries. Na Figura 1, evidenciam-se as primeiras diferenças das series TC e PA no período de janeiro de 2000 a dezembro de D T C D P Fone: dados da pesquisa Figura 1: Primeiras diferenças das series TC e PA no período de janeiro de 2000 a dezembro de Pela analise da figura, ocorre a confirmação do resulado do ese de co-inegracao de JOHANSEN E JUSELIUS (1990), pois a primeira diferença das series são esacionarias e apresenam relação de equilíbrio de longo prazo. O ese de Granger apresenado na Tabela 4 procurou mosrar a precedência emporal enre TC e PA. Na lieraura econômica, prevalece a hipóese que a axa de câmbio precede efeios sobre os preços agrícola. Esse efeio é conhecido como repasse cambial ou efeio pass-hrough.

10 Tabela 4- Resulados dos eses de causalidade de Granger para as variáveis TC e PA no período de janeiro de 2000 a dezembro de Tese Hipóese nula Esaísica F Lag Probabilidade 1 DP não causa DTC 0, , DTC não causa DP 19, , Fone: dados da pesquisa De acordo com a Tabela 4, os resulados do ese de causalidade mosram que a que a hipóese nula (H0) de que DPA não causa DTC no senido de Granger não foi rejeiada. Conclui-se que os preços agrícolas não afeam os movimenos da axa de câmbio. Já a hipóese nula (H0) de que DTC não causa DPA foi rejeiada, enão se conclui que os efeios nos preços agrícolas são precedidos pelos movimenos da axa de câmbio no período de janeiro de 2000 a dezembro de Assim, prevalece o efeio pass-hrough da axa de câmbio sobre os preços agrícolas. 4. CONSIDERAÇÕES FINAIS Denre os principais resulados desaca-se: 1) os resulados mosram que exise uma relação de equilíbrio de longo prazo enre a axa de câmbio e os preços agrícolas; 2) prevalece o efeio pass-hrough da axa de câmbio sobre os preços agrícolas, ou seja, os movimenos passados da axa de câmbio afeam o comporameno dos preços no presene. A hipóese de causalidade de Granger apresenou-se com uma defasagem conforme os eses de AIC e SC. Para a conjunura brasileira de janeiro de 2000 a dezembro de 2004, a parir do exposo nese rabalho, evidencia-se que a agriculura em efeios direos da políica cambial. A resposa de uma defasagem enconrada nese rabalho pode ser explicada pelo fao de que a agriculura apresenar comporameno de preços flexíveis ( flex price).

11 5. REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS BACCHI, M.R.P. Inegracao, co-inegração e modelo de correção de erro: uma inrodução. Universidade Federal de Vicosa, 1995, Mimeo. DORNBUSCH, R., STANLEY, F. Macroeconomia. 5.ed. São Paulo: Makron, ENGLE, R. F.; GRANGER, C.W.J. Co-inegraion and error correcion represenaion, esimaion and esing. Economerica, n. 55, p , EVIEWS 4.1. User's guide GRANGER, C. W. J. Invesigaing causal relaions by economeric models and cross-specral mehods, Economerica 37, , GUJARATI, D.N. Economeria básica. 3.ed. São Paulo: Markron Books, p. INSTITUTO DE PESQUISA EM ECONOMIA APLICADA - IPEA. econômicas. [10 junho 2005]. ( Informações JOHANSEN, S. Saisical analysis of coinegraion vecors. Journal of Economic Dynamics and Conrol, n. 12, p , JOHANSEN, S., JUSELIUS, K. Maximum likelihood esimaion and inference on coinegraion: wih applicaions o he demand for money. Oxford Bullein of Economics and Saisics, n. 52, p , KWIATKOWSKI, D., P. C. B. PHILLIPS, P. SCHMIDT; SHIN, Y. Tesing he null hypohesis of saionariy agains he alernaive of a uni roo: How sure are we ha economic ime series have a uni roo?, Journal of Economerics, 54, , 1992.

12 LUTKEPOHL, H. Inroducion o muliple imes series. Berlin, Spring-Verlang, OSTERWALD-LENUM, M. A noe wih quaniles of he asympoic disribuion of he maximum likelihood coinegraion rank es saisic. Oxford Bullein of Economic and Saisics, v. 54, n. 3, p , 1992.