Análise da Interdependência Temporal dos Preços nos Mercados de Cria Recria e Engorda de Bovinos no Brasil

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1 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" ANÁLISE DA INTERDEPENDÊNCIA TEMPORAL DOS PREÇOS NOS MERCADOS DE CRIA RECRIA E ENGORDA DE BOVINOS NO BRASIL HENRIQUE LIBOREIRO COTTA () ; WAGNER MOURA LAMOUNIER (2)..UNIVERSIDADE FEDERAL DE MINAS GERAIS, BELO HORIZONTE, MG, BRASIL; 2.CEPCON / CEPEAD - UNIVERSIDADE FEDERAL DE MINAS GERAIS, BELO HORIZONTE, MG, BRASIL. wagner@face.ufmg.br APRESENTAÇÃO ORAL COMERCIALIZAÇÃO, MERCADOS E PREÇOS AGRÍCOLAS Análise da Inerdependência Temporal dos Preços nos Mercados de Cria Recria e Engorda de Bovinos no Brasil Resumo Grupo de Pesquisa: Comercialização, Mercados e Preços Agrícolas Procurou-se na presene pesquisa, idenificar as relações enre os preços do bezerro, do boi gordo, do boi magro e da vaca gorda no mercado spo do Esado de São Paulo. As séries de preços uilizadas compreenderam o período enre janeiro de 986 e dezembro de Inicialmene foi aplicado o ese de causalidade de Granger às séries para idenificação da causalidade e da ordem de endogeneidade das variáveis. Poseriormene, uilizou-se a meodologia dos modelos de Auo Regressão Veorial (VAR) para modelagem das séries e obenção das funções de resposa aos impulsos. O objeivo do esudo foi idenificar, não só as relações enre os preços das variáveis, como aquelas mais endógenas e exógenas do sisema. Buscou-se com isso compreender as fones de risco e avaliar a previsibilidade no seor de pecuária bovina. Os resulados obidos mosraram que as séries são esacionárias no nível. Além disso, as inerferências provocadas pelos choques endógenos mosraram-se crescenes ao aumenar-se os níveis de defasagem. As funções de resposa evidenciaram que as séries de preço sofrem por um longo período as inerferências causadas pelos choques, em média 48 meses. O preço do bezerro desacou-se como o principal causador de inerferências nos demais e o preço do boi magro como o mais suscepível às mudanças causadas pelos impulsos. Palavras Chaves: Pecuária, modelos de Auo Regressão Veorial (VAR), Causalidade de Granger; Função de Resposa a Impulsos. Absrac This research ried o idenify he relaions beween he prices of he he Brazilian cale marke by he spo marke prices in he Sae of São Paulo. The ime series analyzed had involved he period beween January of 986 and December of Iniially we had used he Granger Causaliy es o idenify he he order of causaliy beween he series. Laer, i was used mehodology of he economerical Vecor Auo Regressive models (VAR) for modeling Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

2 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" of he series and aainmen of he impulse response funcions. The objecive of he sudy was o idenify, no only he relaions beween he prices of he variables, bu o undersand he risk sources and o increase he forecas abiliy in he bovine secor cale. The resuls had shown ha he series are saionary in he level. Moreover, he inerferences provoked by endogenous shocks had revealed increasing when increasing he lags in he series of he models. The response funcions had on average evidenced ha he price series suffer for a long period he inerferences caused for he shocks, 48 monhs in average. The price of he calf was disinguished as he main causer of inerferences he prices of he analyzed markes. Key Words: Cale, Vecor Auoregressive Models (VAR), Granger Causaliy; Impulse Response funcions. INTRODUÇÃO A pecuária de core brasileira é marcada por caracerísicas básicas que a disinguem dos demais países produores. A principal delas é a possibilidade do uso de pasagens a um cuso muio baixo (LACÔRTE, 2005). Conando com faciliadores naurais como exensas erras culiváveis e clima apropriado à produção na maior pare de seu erriório, a pecuária de core, assim como ouras aividades agropecuárias, são favorecidas pelas condições ambienais enconradas no Brasil. Devido à escassez de chuvas em alguns períodos do ano, a sazonalidade na produção de pasagens ainda é um dificulador à manuenção da produividade anual de peso vivo, à qualidade do acabameno na engorda, à axa de desmama e à compeiividade na fazenda de pecuária de core (LACÔRTE, 2005). Como conseqüência da sazonalidade produiva da pecuária de core esabeleceu-se no mercado nacional uma oscilação de preços na arroba do boi gordo proveniene das épocas de safra e enressafra. Esse ciclo em sido aenuado cada vez mais pela formação de esoques dos frigoríficos privados e pelo aumeno de animais disponíveis para o abae provenienes de confinamenos. Segundo Rosa (2005), a diferença de preços pagos pelo boi gordo em São Paulo na enressafra na década 80 era próxima de 8% em relação ao período de safra. Enre 2000 e 2004, a média caiu para 2%, sendo que em 2003, foi apenas 3%. Oura caracerísica da produção de carne bovina no país é o chamado ciclo do gado. Para melhor enendimeno dessa fluuação pode-se reporar ao rabalho de Junior (993) apud Lamounier (995, p. 9), onde ele ressala: [...] a formação deses ciclos plurianuais, decorrem basicamene das expecaivas das coações do boi no fuuro. Se a endência do preço do boi gordo for declinane e o pecuarisa projeá-la para o fuuro, não haverá esimulo para a produção e reenção de marizes. Os produores necessiando cobrir seus cusos e esando os preços baixos levarão maior número de animais ao abae, incluindo suas marizes, o que acenuará a endência de baixas nos preços pelo excesso de ofera. Conudo, essa maança indiscriminada de animais acarreará, em algum empo, escassez de boi gordo, o que fará reverer essa endência, com alas de preços. Havendo uma expecaiva de permanência desa ala de preços, a produção será esimulada e marizes e bezerros serão reidos, reduzindo ainda mais a ofera de animais para o abae e acenuando a endência alisa dos preços. Enreano, fuuramene esa reenção de animais ocasionará novo excesso de ofera e o conseqüene declínio de preços, dando inicio à nova fase de queda de preços, e assim sucessivamene[...] Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 2

3 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" O desenvolvimeno produivo da pecuária bovina brasileira em se manido fiel ao sisema de produção a paso. O sisema aualmene conhecido como boi verde é adoado por mais de 90% dos criadores de gado do país. Esse sisema possibilia à pecuária nacional uma produção com cuso muio baixo, o que coloca a produção brasileira como uma das mais compeiivas do mundo. A parir das mudanças ocorridas no cenário econômico brasileiro após a implanação do Plano Real, a pecuária de core nacional iniciou um grande processo de ransformação. Segundo Rosa (2005), a produção de carne bovina no Brasil aumenou 40% de 994 a Em conraparida, as margens de lucro da pecuária reduziram-se sensivelmene, de modo que, em vários casos chega a ser negaiva (PINATTI, 2005). Com a inflação em níveis bem mais baixos que os verificados nos anos aneriores, a esabilidade da moeda possibiliou aos pecuarisas brasileiros melhor mensuração da lucraividade e dos cusos reais da aividade. Segundo Pinai (2005), nos úlimos anos, assise-se a um aumeno dos preços dos insumos básicos, sem o mesmo aumeno das receias. Os invesimenos nos seores agropecuários passaram a ser mais dinâmicos, iniciandose uma consane comparação pelos produores da renabilidade enre agriculura e pecuária. Filho (2005) cia que o preço das erras reflee a renabilidade das aividades que podem ser realizadas sobre elas. Com a queda da renabilidade da aividade pecuária e a ala da renabilidade das aividades agrícolas, os preços das erras de pasagens passaram a refleir mais seu poencial agrícola do que pecuário. Sob essa perspeciva, lavouras e pasagens vêm buscando níveis cada vez maiores de renabilidade, o que vem gerando grandes mudanças ano em nível de produividade como ecnológico dos seores. Dessa forma, a adoção de medidas que busquem diminuir os riscos e aumenar a lucraividade dos seores é de grande imporância. O seor pecuário vem buscando o aperfeiçoameno écnico e a melhoria dos índices zooécnicos, além da aplicação de conceios gerenciais mais apurados, principalmene, no conrole do cuso de produção (PINATTI, 2005). Para os produores, quano maior o conhecimeno a respeio dos faores que influenciam a formação dos preços dos insumos e suas inerações, melhor poderá ser a previsão de lucro e renabilidade da aividade. Sob esse prisma, considerando que a pecuária nacional desenvolve-se de forma segmenada, ou seja, com produores e invesidores realizando as fases de cria, recria e engorda e ambém aravés do ciclo compleo (do nascimeno ao abae), é de grande relevância ober informações sobre o processo de formação de preços do bezerro, do boi magro, da vaca gorda e do boi gordo, além de suas inerações. No ciclo compleo o produor realiza odas as fases de criação do animal, ou seja, do nascimeno aé o abae. Quando ocorre em eapas, o processo de criação pode envolver muios produores, pois cada fase é realizada por um produor específico. A primeira fase do animal, chamada fase de cria, é realizada do nascimeno aé a desmama do animal, quando o produor o comercializa. A segunda fase, chamada fase de recria, é realizada por um ou dois anos, durane o crescimeno dos animais. A erceira e úlima fase, chamada engorda, corresponde ao período de ganho de peso do animal aé o pono ideal para o abae. A parir dessa siuação, é relevane para o produor conhecer as formas de ransmissão de preços de uma fase à oura, pois assim, pode se dedicar à fase mais renável. O pecuarisa que realiza a fase de cria denro da cadeia produiva em as marizes como um dos principais insumos para a produção. São elas que fornecerão o produo final da sua aividade, ou seja, os bezerros. A fase de cria é realizada do nascimeno aé o desmame dos bezerros, o que ocorre por vola dos see meses de idade. Nessa fase, o pecuarisa vende Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 3

4 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" os bezerros para os produores que realizam a recria, fase que se esende aé os bezerros aingirem em orno de doze arrobas de peso. Conforme Pinai (2005), para o produor que realiza a fase de cria, a obenção de marizes para fornecimeno dos bezerros pode aconecer de rês maneiras: pela aquisição de animais pronos para a reprodução; pela compra de novilhas e bezerras para acabameno, aé a mauridade sexual; e pela produção de suas próprias marizes. Dessa forma, a previsão dos preços fuuros das marizes e novilhas é fundamenal para dimensionar cusos e eviar prejuízos (PINATTI, 2005). Da mesma maneira, para os pecuarisas que realizam a recria, os preços dos bezerros são fundamenais para o planejameno da sua aividade, pois represenam grande pare do invesimeno. Para os produores especializados na engorda, a previsão dos preços fuuros do boi magro e do boi gordo são ambém de muia imporância. O boi magro, junamene com os novilhos oriundos dos sisemas de recria, são a maéria prima principal para os sisemas de engorda. A parir dessas necessidades dos produores, pode-se perceber que modelos economéricos para análise e previsão de séries emporais podem auxiliar na diminuição dos riscos para os pecuarisas. Por meio de uma maior previsibilidade dos preços de compra dos insumos e de venda do produo final, os pecuarisas ornariam-se menos exposos aos riscos provocados pelo mercado. Além disso, ao analisar as inerações enre os preços das commodiies que fazem pare do mercado pecuário, os efeios das oscilações ocorridas em deerminado período do empo poderiam ser melhor avaliadas, anecipadas e minimizadas, por exemplo, por meio de uma operação de hedge na Bolsa de Mercadorias e Fuuros (BM&F)..2 Objeivos O objeivo geral do presene rabalho de pesquisa consise na análise do mercado da pecuária de core no Brasil, discuindo-se as relações enre os preços spo do boi gordo, do boi magro, do bezerro e da vaca gorda no período compreendido enre janeiro de 986 e dezembro de 2005 no Esado de São Paulo. Especificamene, preende-se: Analisar as relações de causalidade enre os preços do boi gordo, do bezerro, do boi magro e da vaca gorda. Analisar se exise coinegração enre os mercados do boi gordo, do bezerro, do boi magro e da vaca gorda. Analisar as inerações e os impacos de oscilações nos preços de um desses mercados sobre os demais. 2 REVISÃO DE LITERATURA Buscando descobrir relações que possibiliassem dar maior previsibilidade à variação de preços nos mercados de carne, Bacchi (995) esou a causalidade enre os preços de bovinos, suínos e frangos enre janeiro de 978 e junho de 99 no Esado de São de Paulo. Bacchi (995) verificou que nos períodos ascendenes dos preços no ciclo do gado, a demanda por frango aumenava, pois o seu preço ornava-se mais araivo em relação ao da carne bovina. Frene ao aumeno da demanda, o preço da carne de frango ambém endia ao aumeno. Nos períodos decrescenes do ciclo, a demanda por carne de frango diminuía e o seu preço acompanhava o movimeno de queda do preço da carne bovina. Enreano, os aumenos dos preços da carne de frango pareciam ser aenuados pela prona resposa da produção desse produo. O preço da carne suína se comporou de maneira mais independene frene aos demais, basicamene devido ao fao desse produo ser mais Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 4

5 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" indusrializado que os demais. Como a indúsria uiliza uma quanidade relaivamene esável de maéria prima, os preços ambém foram mais esáveis e acompanharam os seus movimenos. Os resulados enconrados por esse auor indicaram que as variações no preço do frango causam variações no preço do bovino e do suíno. As variações proporcionadas pelo preço da carne bovina na suína e na de frango não foram descaradas. Já o preço da carne suína não inerferiu nas demais. Sanana e Brand (99) ambém analisaram as relações exisenes no mercado de carne, porém apenas no mercado bovino. Baseando-se nos preceios de que os mercados não são perfeiamene compeiivos e de que as diferenças de preços enre mercados de diferenes ipos de produo não refleem apenas os cusos de ransformação, o esudo focalizou a endogeneidade e os ajusamenos dinâmicos de preços de rês mercados de carne bovina. Uilizando écnicas de coinegração e o modelo de correção de erros (VEC), os auores analisaram a relação enre os preços do boi gordo, novilho e bezerro no mercado do Esado de Minas Gerais. As hipóeses esadas foram as de que os preços de boi gordo são afeados pelos preços de novilhos e de bezerros, e que os rês preços endem ao equilíbrio no longo prazo. Os resulados enconrados por esses auores mosraram que, no longo prazo, as variações nos preços de bezerro e de boi magro se ajusam oalmene ao preço de boi gordo. Além disso, os eses de raízes uniárias indicaram que as variáveis PBG, PNV e PBZ são coinegradas. As relações enre os preços ambém foram alvo de análise para Biencour e Barros (2003). Enreano, foi analisada a relação enre os preços de frango nas regiões sul e sudese do Brasil no período compreendido enre janeiro de 985 a dezembro de 993. Os dados uilizados corresponderam aos preços de frango ao produor de São Paulo, Sana Caarina e Paraná deflacionados pelo IGP-DI da Fundação Geúlio Vargas (FGV) para valores de junho de 994. Para a análise das relações foi uilizado o modelo de auo regressão veorial (VAR) com correção de erro (VEC). O ese de esacionariedade, uilizado para deecar a presença de raízes uniárias, foi o expandido de Dickey e Fuller (ADF). Ese idenificou que as variáveis em esudo não eram esacionárias, sendo inegradas de ordem, ou seja, I(). Poseriormene, foi realizado o ese de coinegração com a meodologia de Johansen. Foram idenificadas duas relações de coinegração enre as variáveis, as quais foram uilizadas no período - para a esimação do modelo VAR com correção de erro. A parir da esimação do modelo, foram obidos os valores das decomposições das variâncias dos preços e as resposas aos choques dos impulsos. De acordo com a análise desses dados, Biencour e Barros (2003) chegaram à conclusão de que o preço de Sana Caarina é o mais exógeno e imporane na deerminação dos preços do frango em São Paulo e Paraná. Além disso, idenificaram considerável influência do preço de São Paulo no preço do Paraná. Essa relação foi jusificada pelo fao de São Paulo possuir um mercado consumidor maior e mais imporane. Finalmene, o mercado de aviculura desa região do país foi considerado alamene inegrado e eficiene. Sobre o processo de ransmissão de preços, Hidalgo (990), buscou especificar um modelo compleo para os mercados nacionais de produos agrícolas e para a economia inernacional. Ao ober duas equações básicas que represenavam as condições de equilíbrio de quanidades e preços, observou que a não especificação complea dessas equações limiava a inerpreação dos parâmeros esimados. Conudo, seus resulados mosraram a imporância práica do modelo para o esudo da ransmissão de preços, principalmene nos mercados agrícolas onde a paricipação do Brasil no mercado inernacional é de grande relevância. Segundo Lacôre (2005), cosuma-se definir rês ipos de risco na pecuária: o de produção, o de produividade e o de mercado. O primeiro associa-se, por exemplo, às Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 5

6 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" inempéries climáicas ou algum acidene zooécnico, como geadas, secas prolongadas ou alguma endemia paso\animal. O risco de produividade refere-se à diferença enre resulados planejados e resulados obidos. Se o rebanho obiver um ganho médio de peso de 0,5 Kg/cabeça/dia e o ganho planejado iver sido de 0,7 Kg/cabeça/dia, a mea não foi aingida e o risco de produividade não foi conrolado. Nesse caso, a relação cuso-receia do sisema pode ser afeada e o produor será prejudicado. Já o risco de mercado, por Lacôre (2005, p.44),... esá direamene ligado ao preço de venda do bezerro ou do boi gordo, ane o cuso de produção do quilograma de peso vivo. Ou seja, esá de um lado sob o alcance do produor, uma vez que o cuso de produção da arroba ou do bezerro pode ser parcialmene conrolado e, por ouro, fora de sua auação, uma vez que as variações dos preços negociados do boi gordo, do boi magro e do bezerro esão inimamene relacionados aos mercados spo e fuuro, e aos conraos e parcerias de fornecimenos a frigoríficos. Buscando avaliar o risco de mercado para os produores, o rabalho de Lamounier e Silva (998), procurou idenificar a relação enre os preços do boi gordo, do boi magro, do bezerro e da vaca gorda no mercado spo do Esado de São Paulo, enre janeiro de 976 e dezembro de 995. Ao se idenificar relações consisenes enre esses preços, a previsibilidade de uma mudança nos preços e receias dos produores orna-se maior, uma vez que, caso ocorram variações nos mercados correlacionados, os reflexos poderão ser previamene esimados. Além disso, os produores mais informados podem ober ganhos ao aproveiar as oporunidades de invesimeno esabelecidas pelo ciclo esruural e pelo ciclo safra-enressafra da pecuária de core. O rabalho uilizou a meodologia dos modelos de Auo-Regressão Veorial (VAR) para modelagem das séries emporais dos logarimos naurais desses preços. Os resulados obidos mosraram que choques nos preços dos bezerros foram os que provocaram maiores oscilações nas demais variáveis esudadas. As relações de causalidade resularam em inerações fores em alguns casos, como na relação do preço do boi gordo e do boi magro. No caso da vaca gorda e do boi magro, essa relação causal mosrou-se fraca. 3 METODOLOGIA 3. Esacionariedade e eses de raiz uniária Séries emporais podem ser descrias como sendo geradas por um processo esocásico ou aleaório, enquano um conjuno de dados pode ser descrio com uma realização (uma amosra) do processo esocásico subjacene. Da mesma maneira que se uilizam dados amosrais para fazer inferências sobre uma população, em séries emporais uiliza-se a realização para fazer inferências sobre o processo esocásico subjacene (GUJARATI, 2000). Diz-se que um processo esocásico é esacionário quando possui média e variância consanes ao longo do empo e o valor da sua covariância enre dois períodos de empo depende apenas da disância ou defasagem enre os dois períodos, e não do período de empo efeivo em que a covariância é calculada (GUJARATI, 2000). Logo, uma série esacionária possui média, variância e auocovariância (a qualquer defasagem) iguais independene do período de empo em que forem medidas. Essas propriedades equivalem a: Média: Ε( Υ ) = µ () Variância: var ( ) ( ) 2 2 Υ = Ε Υ µ = σ (2) Ε[ Υ µ Υ µ ] (3) Covariância: γ ( )( ) κ = + κ Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 6

7 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" Para que as séries emporais sejam correamene idenificadas como esacionárias ou não esacionárias (exisência de raízes uniárias), alguns eses de raízes uniárias devem ser realizados. O ese de Dickey-Fuller (DF) fornece uma maneira de se idenificar a não esacionariedade. Podem ser uilizadas rês diferenes equações de regressão nos eses de presença de raiz uniária: Υ = δ Υ + µ (4) Υ = β + δυ + µ (5) Υ = β + β 2 + δυ + µ (6) A diferença enre a regressão (4) e as duas ouras consise na inclusão da consane (inercepo) e do ermo de endência. A primeira regressão é um modelo puro de caminho aleaório enquano a segunda inclui uma consane e a erceira, um ermo de endência linear mais uma consane. O parâmero de ineresse em odas as equações é γ. Se γ = 0, a seqüência Υ coném uma raiz uniária. Caso o ermo de erro µ seja auocorrelacionado, o ese DF é modificado para a seguine forma: m + α i Υ i + i= Υ = β + β 2 + δυ ε (7) Sendo que, por exemplo, Υ = ( Υ Υ ) 2. Assim, nesse novo ese, uiliza-se ermos de diferença defasados. Nesse formao, o ese DF passa a ser chamado de ese aumenado de Dickey-Fuller (ADF). O primeiro passo para realização do ese ADF consise em idenificar a ordem de inegração da série original. Deve-se diferenciar a série original aé que ela se orne esacionária. A não esacionariedade é idenificada se, ao diferenciar a série, o coeficiene δ, for igual a zero, ou similarmene, se ρ =, sendo δ = ρ. Nesse caso diz-se que a variável esocásica Υ em uma raiz uniária e, porano, é uma série emporal não esacionária. Em geral, se uma série iver de ser diferenciada d vezes anes de se ornar esacionária, ela será dia inegrada de ordem d, ou I(d) (GUJARATI, 2000). Para realização do ese de hipóese dos coeficienes de uma série emporal não esacionária, os eses e F não são suficienes. Por isso, Dickey and Fuller uilizaram simulações de Mone Carlo para abular os valores críicos do ese esaísico conhecido τ (au). Ese ficou conhecido como esaísica DF. Sob a hipóese nula ρ =, ou igualmene, δ = 0, verifica-se se há uma raiz uniária. Se a hipóese nula for rejeiada, assume-se que a série emporal é esacionária. Ao raar de uma série emporal esacionária, sabe-se que os choques que, por venura, ainjam a série, causarão efeios emporários. Os efeios dos choques irão se dissipar e a série irá reornar ao seu nível esacionário de longo prazo (ENDERS, 995). Por ouro lado, com a presença de variáveis não esacionárias, pode-se ober o que Granger e Newbold (974) chamaram de regressões espúrias. Essa regressão apresena um alo R 2, esaísicas que parecem ser significanes, mas os resulados não êm nenhum significado econômico. 3.2 O modelo auo regressivo veorial (VAR) O modelo VAR ou modelo auo regressivo veorial é um modelo para séries emporais usado para prever valores de duas ou mais variáveis econômicas e para analisar relações causais enre essas séries. Segundo Sock e Wason (2004), a uilização do modelo para inferência causal é conhecida como modelagem VAR esruural, pois nessa aplicação o VAR Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 7

8 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" é uilizado para modelar a esruura da economia. Os modelos VAR para modelagem esruural e para previsões diferem-se basicamene no nível de hipóeses e conhecimeno insiucional que cada um exige. Para a modelagem esruural é necessário idenificar as variáveis endógenas e exógenas ao modelo, daí a necessidade de um maior conhecimeno da eoria econômica subjacene. O modelo VAR com κ variáveis possui κ equações, uma para cada variável, sendo os regressores em odas as equações, valores defasados de odas as variáveis. O valor de uma variável dependene será explicado por seus próprios valores defasados, pelos valores defasados das ouras variáveis exisenes no modelo e por uma perurbação aleaória. Dessa forma, o modelo capa o relacionameno de uma variável com a oura uilizando somene regularidades e padrões passados de dados hisóricos como base para previsão (HILL; GRIFFITHS, 999). Sock e Wason (2004) ciam que se Χ e Υ são duas variáveis de séries emporais, o modelo VAR se consise em: Χ Υ = β 0 + βυ β pυ p + γ Χ γ p Χ p + µ (8) = β 20 + β Υ β 2 p Υ p + γ Χ γ 2 p Χ p + µ (9) 2 Em que os βs e os γs são coeficienes desconhecidos e µ e µ 2 são ermos de erro. As equações do modelo são esimadas pelo méodo dos mínimos quadrados ordinários (MQO). A correlação serial dos resíduos pode ser eliminada aumenado-se as defasagens incluídas nas variações das equações. Quando o número de defasagens em cada uma das equações é o mesmo e é igual a p, o sisema de equações é chamado de VAR(p) (STOCK e WATSON, 2004). A preocupação com a ordem p do modelo ambém deve exisir para que se possa minimizar os erros de previsão do modelo. Em rabalho similar a ese, realizado por Lamounier e Silva (998), foram analisadas as relações enre os preços do boi gordo, do boi magro, do bezerro e da vaca gorda enre 976 e 995 no mercado spo do Esado de São Paulo, e uilizaram um modelo VAR convencional de ordem p igual a dois. Segundo esses auores, a escolha da ordem dois para o modelo foi aquela que minimizou os criérios de informação de Akaike e, ou, de Schwarz. O número de defasagens inerfere direamene na quanidade de coeficienes a serem esimados. Cada coeficiene esimado gera um cero nível de erro na previsão. Logo, um monane muio grande de coeficienes esimados pode provocar um aumeno do ermo de erro, deeriorando a precisão da previsão. Daí a imporância de se deerminar correamene a ordem do modelo. Se um VAR possui Κ equações e p defasagens, o modelo erá ao odo ( 2 Κ +p Κ ) coeficienes, conforme colocado por Brooks (2002). Os valores dos coeficienes esimados não são, de maneira geral, a fone de análise do modelo VAR. Iso porque é a análise das funções de resposa aos impulsos e da decomposição da variância do sisema, obidas a parir da derivação dos coeficienes esimados, que fornecem as principais conribuições. 3.3 As funções de resposa aos impulsos Conforme Lamounier e Silva (998), uma função de resposa impulso fornece a resposa de uma variável endógena do sisema a choques exógenos, ou seja, ela apresena os efeios nos valores correnes e fuuros das variáveis endógenas do sisema. Para Enders (995), a função de resposa ao impulso pode ser obida a parir da represenação da média móvel de uma auo regressão. Assim como uma auo regressão em Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 8

9 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" uma represenação da sua média móvel, um veor auo regressivo ambém pode ser escrio como um veor de média móvel. Represenadas desa maneira, as variáveis são expressas sob a influência dos valores presenes e passados dos choques provocados pelos ermos de erro. Essa meodologia permie idenificar, em oda a rajeória do empo, os choques sofridos pelas variáveis endógenas do modelo VAR, ou seja, os efeios dos choques exógenos. A iulo de demonsração, Enders (995), pare de um modelo VAR de primeira ordem com duas variáveis como exemplo: y z β β γ γ + ε = 0 2 z + y + 2 z y (0) = β 20 β y + γ y + γ 22 z + ε z () Na forma maricial, as equações (0) e () podem ser escrias da seguine forma: β2 y β0 γ γ 2 y ε y = + + (2) β z β 20 γ γ 22 z ε z ou, Βx = Γ0 + Γ x + ε (3) onde, β2 y β0 γ γ 2 ε y Β =, x = β, Γ0 = z, Γ = Β, ε = 20 γ γ 22 ε z onde, A muliplicação por Β permie ober o modelo VAR na forma padrão: x = Α 0 + Αx + e (4) Α 0 = Β Γ0 ; Α = Β Γ e e = Β ε É imporane noar que o ermo de erro e é uma composição dos dois choques, ε y e ε z. Sendo e Β ε =, pode-se escrever e e e 2 como: e e ( ε y β2ε )/( β2β ) ( ε β ε )/( β β ) = z 2 = z y 2 (5) (6) Transformada para a sua média móvel, a equação (4) origina a seguine equação: x = µ + Α e (7) i= 0 ( )( 22 ) 2 i i onde, _ µ = y z e = α0 ( α 22 ) + α2α 20 / = α α α α y [ ], = [ α ( α ) + α α ]/ _ z, Na equação (4), as variáveis y e e passados dos dois ipos de choques, z são expressas em ermos dos valores correnes e e. Ou seja, na equação (7) em-se a e 2 Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 9

10 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" represenação da média móvel das variáveis y e z, a parir da qual poderá ser idenificada as funções de resposa aos impulsos. Na forma maricial, a equação (7) pode ser escria da seguine forma: _ i y y α α2 e i = _ + (8) z i= z 0 α α 22 e2 i As equações dos dois ipos de choques, e e e 2, respecivamene, (5) e (6), em noação maricial se ransformam em: e β2 ε y = [ / ( β2 β )] (9) e2 β ε z De acordo com Enders (995), as equações (8) e (9) combinadas originam: _ y = y _ z z + α α2 β2 ε y β (20) 0 α α 22 β ε z [ ( )] / 2β i= Devido a grandeza da noação, pode-se simplificá-la definindo uma mariz φ i 2 x 2 com φ (i) elemenos: jk φ = i i β2 [ Α /( β β ))] 2 β Dessa maneira, obém-se a represenação maricial final da média móvel: i () _ y y = _ + z z φ ( i) 2 i= 0 φ( i) φ22 φ ( i) ε y i ( i) ε z i (22) Conforme Enders (995), a represenação da média móvel é especialmene úil para examinar a ineração enre as seqüências { y } e { z }. Os coeficienes de φ i podem ser usados para generalizar os efeios dos choques provocados por ε y e ε z em { y } e { z }. Os coeficienes φ ( i) e φ 2 ( i) demonsram as alerações provocadas em y pela mudança de uma unidade em ε y i e ε z i, respecivamene. Do mesmo modo, os coeficienes φ ( i) e φ 22 ( i), demonsram as alerações em z provocadas pela mudança de uma unidade em ε y i e ε z i, respecivamene. Os efeios acumulados de cada impulso em ε y e/ou ε z podem ser obidos pela soma dos coeficienes das funções de resposa aos impulsos. Depois de n períodos, a soma acumulada dos efeios de ε z em y será: n i= 0 φ 2 ( i) (23) Os conjunos dos coeficienes φ ( i), φ 2 ( i), φ ( i) e φ 22 ( i) são chamados de funções de resposa ao impulso. Ainda segundo Enders (995), ploar as funções de resposa ao Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 0

11 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" impulso é uma forma práica de visualizar o comporameno das séries { y } e { z } resposa aos vários choques. 3.4 Tese de causalidade de Granger A análise da causalidade, no senido dado por Granger, enre séries emporais, ocorre para que sejam idenificadas possíveis melhorias na previsão das variáveis com a incorporação de defasagens de ouras variáveis no seu modelo de previsão. A parir do momeno que uma mudança em uma das variáveis pode refleir ambém em mudanças sobre as ouras, orna-se necessário verificar quais variáveis são afeadas e quais provocam essas mudanças. Dessa forma, se é deecado que X causa Y no senido de Granger, as mudanças que aconecerão em Y deverão ser poseriores às que aconecerão em X. Sob esse prisma, as previsões de Y a parir de ouras variáveis e sobre seus próprios valores defasados melhorará significaivamene se forem incluídos valores defasados de X. Além disso, para cálculo das funções de resposa aos impulsos do modelo VAR, é fundamenal que o nível de endogeneidade das séries seja informada. Assim, aquelas variáveis que sofrem mais impacos provocados pelas ouras variáveis do modelo são dias mais endógenas e aquelas menos suscepíveis a choques são dias mais exógenas. Granger (969), desenvolveu um ese esaísico para a verificação de relações de causalidade enre as séries. Dadas duas séries de empo, {Y } e {X }, caso os coeficienes de X sejam esaisicamene diferenes de zero na regressão de Y, diz-se que X causará Y no senido de Granger. Para esse ese, deve-se levar em cona a seguine regressão: Υ = κ κ α iυ i + β iχ i + i= i= ε e Se β i = 0 (i =,2,3,...k), em-se que X não causa Y. Os eses de causalidade serão feios com base na meodologia apresenada em SIMS (972), um procedimeno muio uilizado em esudos de economia agrícola. O ese desenvolvido baseia-se nos conceios de Granger (969) e consise em esimar pelo Méodo dos Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) as seguines equações: κ Υ = 2 α Χ + µ Χ = i= κ κ 2 i= κ i β Υ + ε i i i Essas equações envolvem valores passados e presenes da variável explicaiva. Em cada uma dessas regressões, o ese F é uilizado para verificar a rejeição ou não da hipóese dos coeficienes das regressões serem nulos (esaisicamene não diferenes de zero). Se os coeficienes forem nulos na equação (25) e não forem na equação (26), a relação causal será de X para Y. O inverso indicará causalidade de Y para X. Se os coeficienes dos valores fuuros da variável explicaiva de ambas as equações forem diferenes de zero, haverá relação bicausal. Caso os coeficienes dos valores fuuros de ambas equações não sejam esaisicamene diferenes de zero, haverá ausência de causalidade. (24) (25) (26) em 3.5 Dados, procedimenos e sofwares uilizados Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

12 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" Os dados uilizados nese rabalho referem-se aos preços do bezerro, da vaca gorda, do boi magro e do boi gordo no Esado de São Paulo, de janeiro de 986 a dezembro de O preço do bezerro corresponde ao valor de um animal de oio a doze meses, com peso médio de 80 quilos de peso vivo (PV). O preço do boi magro corresponde ao valor de um animal de raças de core, enre 24 e rina meses, com peso médio de 320 kg PV. O boi gordo e a vaca gorda esão coados em arroba, ou seja, os valores obidos correspondem ao preço pago por arroba de carne em peso moro. Os dados foram coleados no Anualpec 2006, publicado pelo Insiuo FNP. Todos os valores uilizados esão coados em dólares americanos. A variável boi gordo foi disponibilizada nos formaos à visa e deflacionado pelo Insiuo FNP, respecivamene. Para que os preços das ouras variáveis fossem ambém deflacionados pelos mesmos valores, foi produzida uma abela com os índices da inflação americana. A parir dessa abela, os preços do bezerro, do boi magro e da vaca gorda à visa foram deflacionados. Os preços foram deflacionados para que evenuais endências produzidas pela inflação americana não influenciassem na série de preços. Dessa forma, apenas as oscilações inerenes aos mercados são demonsradas. Além disso, o fao dos preços esarem coados em dólares não influencia esa pesquisa, uma vez que, o que se preende mosrar são as relações enre esses preços. Para esimação do modelo VAR, bem como para odos os eses a serem realizados, o sofware Eviews, versão 4., será uilizado. 4 RESULTADOS E DISCUSSÃO 4. Análise das relações dos preços Ao iniciar o processo de análise, o primeiro ese realizado foi o de raízes uniárias. Uilizou-se o ese aumenado de Dickey-Fuller (ADF) com a inclusão de inercepo. As séries de preços do boi gordo (PBG), boi magro (PBM), bezerro (PBZ) e vaca gorda (PVG) foram esadas sob a hipóese nula de possuírem raízes uniárias. Os valores enconrados no ese ADF foram comparados com os da esaísica τ (au), conforme pode ser observado na TAB.. Os valores críicos da esaísica τ foram abulados por Dickey e Fuller com base em simulações de Mone Carlo (GUJARATI, 2000). Todas as séries apresenaram valores que indicam a rejeição da hipóese nula aos níveis de significância de %, 5% ou 0%. Dessa forma, conforme o ese ADF, as séries são esacionárias no nível e não apresenam raízes uniárias. TABELA - RESULTADOS DO TESTE DE RAIZ UNITÁRIA PBG PBM PBZ PVG TESTE ADF -3,6977-4,0930-4,469-3,5995 VALOR CRÍTICO % -3,4576-3,4576-3,4576-3,4576 VALOR CRÍTICO 5% -2,8734-2,8734-2,8734-2,8734 VALOR CRÍTICO 0% -2,573-2,573-2,573-2,573 Fone: Resulados da pesquisa Conforme os resulados obidos no ese de raiz de uniária, as séries não precisam ser diferenciadas para serem modeladas. Isso significa que o modelo VAR poderá ser uilizado para esimação das variáveis e que eses de coinegração não são necessários para essas séries emporais. Após a não deecção de raízes uniárias, foi realizado o ese de causalidade de Granger para verificar as relações de causalidade enre as variáveis. Procurou-se assim, Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 2

13 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" esabelecer as relações de causa e efeio no senido definido por Granger enre as séries, idenificando as que são mais endógenas e aquelas que são mais exógenas. As séries mais exógenas não deverão sofrer impacos significaivos com as alerações das ouras séries de preços inclusas no modelo, ou seja, as causas para as suas variações deverão ser exernas ao modelo. Por sua vez, as séries mais endógenas do modelo deverão sofrer maior impaco proveniene das mudanças das ouras séries. A TAB. 2 apresena os valores enconrados no ese de causalidade de Granger para 2, 4 e 6 defasagens. Para a verificação da permanência ou não dos efeios de causalidade, as defasagens são essenciais. Aravés dela, pode-se perceber se esse efeio exise ou não para deerminado inervalo de empo enre as séries de preços. Para análise da TAB. 2 levou-se em consideração que a hipóese nula deveria ser rejeiada nas siuações nas quais o valor-p fosse menor do que o valor críico esabelecido de 0% para a presene pesquisa. De acordo com os resulados obidos, percebe-se que as séries ornaram-se cada vez mais endógenas com o avanço de dois para seis defasagens. Quando avaliadas para seis defasagens, à exceção da série PBZ, que é marginalmene causada por PBM, odas as ouras evidenciaram sofrer influências fores das ouras variáveis. Com duas defasagens, pode-se observar que a série mais exógena a ser incluída no modelo é a PBZ. Esa série não foi causada direamene por nenhuma oura. Esa menor sensibilidade para duas defasagens pode derivar do fao da cria ocorrer em um ciclo mais longo na pecuária, em média seis a dez meses. Dessa forma, um evenual aumeno ou diminuição nos cusos dos produores na produção da cria, como por exemplo, uma variação do preço de compra das marizes, pode ainda não er sido repassado para o preço dos bezerros em apenas 2 meses. Essa variação só deverá influenciar o preço do bezerro no momeno da sua venda pelo produor, o que deve ocorrer após a sua desmama (6 a 8 meses). Por ouro lado, PBZ influenciou direamene PBM. Essa causalidade pode sugerir que os pecuarisas que realizam o confinameno de bois magros e novilhos provindos da recria, ao perceber cera variação do preço dos bezerros, supõem que essa variação será repassada para o seu invesimeno. Ou seja, quando o invesidor visualiza uma variação de preços em um elo da cadeia produiva que vem anes da sua eapa, ele já repassa essa variação prevendo que ela o afeará fuuramene. Dessa forma, os preços do bezerro influenciariam os preços do boi magro. Ainda para duas defasagens, a segunda série mais exógena foi PBG. Esa foi influenciada direamene por PBM, mas em nível moderado. Essa causalidade pode decorrer do fao do boi magro represenar uma das principais fones para se produzir o boi gordo. Grande pare dos confinadores compram bois magros para engordá-los e, após aingirem o peso ideal, serem abaidos e vendidos ao preço da arroba do boi gordo. Dessa forma, as inerferências causadas no preço do boi gordo pelo preço do boi magro seriam repassadas aravés dos pecuarisas confinadores. Esses agenes sofreriam variações nos seus cusos (preço do boi magro) que enderiam a ser repassadas para suas receias (preço do boi gordo). As relações de causalidade para as séries PBM e PVG foram as únicas enconradas como bidirecionais. Essa relação levana a hipóese de que o boi magro e o bezerro represenam duas opções de compra para os pecuarisas. Ou seja, aquele produor que realiza a recria de bezerros pode opar por fazer a engorda de bois magros e vice-versa. A escolha pode se basear nos preços vigenes do boi magro e do bezerro. Se, comparaivamene, a engorda de bois magros for mais vanajosa para o invesidor do que a recria de bezerros, o preço dos bezerros diminuirá e irá incenivar um maior descare de marizes. Iso porque se o preço de venda do bezerro, produo das marizes, esiver abaixo Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 3

14 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" do valor ideal para o pecuarisa, ese irá descarar as suas marizes. Dessa forma, haveria uma grande ofera de marizes para o abae e o preço da vaca gorda enderia a cair. Por ouro lado, se a recria de bezerros for mais vanajosa, o preço do bezerro enderá a subir e esimular a reenção e a compra de marizes, provocando uma ala nos seus preços. Essas hipóeses poderão ser mais bem avaliadas a parir da obenção das funções de resposa aos impulsos. Em relação a PBM, a série PVG foi mais exógena por sofrer causalidade direa de apenas uma série. PBM sofreu inerferências de ouras duas, PVG e PBZ, sendo assim, a série mais endógena a ser incluída no modelo. TABELA 2 - RESULTADO DO TESTE DE CAUSALIDADE DE GRANGER Lags (2) Lags (4) Lags (6) Hipóese Nula Esaísica-F Valor-P Esaísica-F Valor-P Esaísica-F Valor -P PBM não causa PBG 3,4839 0, ,096 0, ,9777 0,00085 PBG não causa PBM 0,3887 0,67837, , , ,00027 PBZ não causa PBG 0, , ,202 0, , ,0083 PBG não causa PBZ 0, ,552 3,3657 0,0070 4, ,000 PVG não causa PBG 0, , , , , ,0097 PBG não causa PVG 0, ,75902, , , ,004 PBZ não causa PBM 3,3339 0,0382 6, ,5E-05 4, ,0008 PBM não causa PBZ 0,4888 0,6398 2, ,03467,8797 0,09666 PVG não causa PBM 2,60 0, ,4047 0, , ,00205 PBM não causa PVG 6, ,0025 3, , , ,0003 PVG não causa PBZ 0,0500 0, , , ,7706 0,0286 PBZ não causa PVG 0, , ,4735 0, , ,00345 Fone: Resulados da pesquisa A ordem de endogeneidade ou exogeneidade é imporane no modelo VAR para uma maior precisão da análise das elasicidades de impulso. Para duas defasagens, o ese de causalidade de Granger demonsrou que o modelo VAR deverá seguir a seguine ordem de endogeneidade: PBM, PVG, PBG e PBZ. Ao analisar a TAB. 2 para quaro e seis defasagens, algumas novas inferências podem ser visualizadas. As séries PBG e PBZ apresenaram relação bidirecional de causalidade para quaro e para seis defasagens, assim como as séries PBZ e PVG e as séries PBM e PBZ. Logo, o preço do bezerro passou a apresenar relações bidirecionais de causalidade com odas as séries. Além disso, maneve-se a relação bidirecional enre PBM e PVG já enconrada no ese para duas defasagens e a influência direa de PBM em PBG. No QUADRO 3 foram sineizadas as relações de causalidade de Granger para duas, quaro e seis defasagens. De acordo com o QUADRO 3, quando realizado para seis defasagens, o ese de causalidade de Granger evidenciou um número significaivo de relações enre as séries. Todas elas apresenaram relação bidirecional de causalidade, o que demonsra que as séries de preço analisadas êm grande imporância na explicação das variações nos preços do mercado pecuário. As séries mosraram-se basane iner-relacionadas e vulneráveis às fluuações ocorridas nos ouros preços. Por ser um ciclo produivo no qual as eapas são realizadas, muias vezes, de maneira segmenada, os preços do mercado pecuário podem er se apresenados ão inerdependenes. QUADRO 3 - CAUSALIDADE DE GRANGER: PBG, PBM, PBZ E PVG Lags (2) Lags (4) Lags (6) PBM PBG PBM PBG PBM PBG PBZ PBM PBZ PBM PBZ PBM Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 4

15 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" PVG PBM PVG PBM PVG PBM PBZ PBG PBZ PBG PBZ PBG PVG PBG PVG PBG PVG PBG PVG PBZ PVG PBZ PVG PBZ Fone: Dados da pesquisa Ou seja, devido ao fao do pecuarisa realizar uma das eapas de criação do gado, os preços de compra e venda dos animais que derivam desse comércio acabam se inerrelacionando. Por exemplo, o pecuarisa que realiza a cria deve comprar marizes para ober os bezerros que serão vendidos. Aquele pecuarisa que comprar os bezerros deverá criá-los aé o peso de abae ou revendê-los para ouro pecuarisa realizar a fase de engorda. Após a fase de engorda, só resa ao produor a venda do animal para o abae. Esa segmenação que muias vezes ocorre na cadeia produiva da pecuária bovina faz com que o invesidor eseja sempre aeno as oscilações de preços que ocorrem em odos os mercados pecuários. Iso porque, provavelmene, essas oscilações erão reflexos no seu segmeno. Ou seja, afearão o preço de compra ou de venda praicado pelo pecuarisa. Dessa forma, os preços ornariam-se dependenes, uma vez que o mercado de compra e venda dessas commodiies são inerligados pelas ações dos pecuarisas. Denro do conexo exposo pelo QUADRO 3, de grande inerdependência enre as séries, os preços do bezerro e do boi gordo mosraram-se como os mais independenes aos choques inernos. Para duas defasagens, PBG sofreu inerferência de apenas uma série e PBZ maneve-se independene. Para quaro defasagens, PBG sofreu causalidade direa de PBM e apresenou relação bidirecional com PBZ. Para esa úlima, observou-se inerferência direa da série PBM e bidirecional com as ouras duas.a série que mais influenciou o preço das ouras foi o preço do boi magro. Esa inerferiu no preço da vaca gorda e do boi gordo para duas defasagens e em odas as séries para quaro defasagens. A parir das relações de causalidade de Granger demonsradas no QUADRO 3, inferiu-se uma ordem de endogeneidade enre as séries de preço. Foram uilizados os dados para duas defasagens. Assim, a ordem de endogeneidade uilizada no modelo VAR esimado foi: PBM, PVG, PBG e PBZ. Uilizando o procedimeno de minimização dos criérios de Akaike e de Schwarz, foram esimados modelos com diversas defasagens. O modelo VAR de ordem p igual a dois foi o que minimizou eses criérios. Uma vez que a principal conribuição do modelo VAR para análise consise na esimação das funções de resposa aos impulsos, foram obidas dezesseis funções de resposas aglomeradas nos GRÁF. -4, a seguir. De acordo com os resulados obidos no GRAF., pode-se inferir que os preços do boi magro realmene sofrem muia influência dos ouros preços analisados. Os choques de um desvio padrão nos ouros preços, provocaram um grande desequilíbrio na série PBM, que somene reornou ao seu nível normal após, aproximadamene, 48 meses. Em relação ao preço do bezerro, PBM mosrou uma fore endência conrária ao choque de um desvio padrão nessa variável. Ou seja, após o choque em PBZ, o preço do boi magro apresenou uma pequena ala, com aproximadamene dois meses decorridos, seguida de uma grande endência de queda. Os preços do boi magro aingiram o ápice da queda por vola dos doze meses, quando começaram a rajeória de vola para o equilíbrio, que permaneceu por mais 36 meses. A resposa mais expressiva da série PBM ocorreu com o choque em PBZ, apresenando uma significaiva diminuição. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 5

16 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" GRÁFICO GRÁFICO 2 Fone: Resulados da pesquisa Fone: Resulados da pesquisa GRÁFICO 3 GRÁFICO 4 Fone: Resulados da pesquisa Fone: Resulados da pesquisa Em relação ao choque provocado no preço do boi gordo, PBM reagiu, inicialmene, de forma negaiva. Aé seis meses após o choque, o preço do boi magro ainda esava abaixo do seu valor de equilíbrio. Após esse período, iniciou um processo de ala que permaneceu aé em orno dos doze meses após o choque inicial em PBG. De maneira geral, PBG provocou um impaco posiivo no preço do boi magro. O choque provocado no preço da vaca gorda provocou significaiva mudança em PBM em um curo espaço de empo. Decorridos, aproximadamene, 2 meses após o choque em PVG, PBM já havia variado posiivamene. Enreano, assim como a subida foi rápida, a queda ambém foi. Após seis meses, PBM passou a responder negaivamene frene ao choque em PVG, reornando ao equilíbrio aos 24 meses. Essa foi a série que por menos empo influenciou PBM. No GRAF. 2, o preço da vaca gorda mosrou-se menos influenciado pelos demais em comparação à PBM. As variações provocadas pelos choques provocaram alerações ão longas quano em PBM, mas aparenemene em menores níveis. A maior delas originou-se do choque de um desvio padrão em PBM. Após uma ligeira queda, PVG aingiu, em um ano, Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 6

17 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" uma variação posiiva muio a cima do seu valor de equilíbrio. A influência de PBM durou em orno de 44 meses. O preço da vaca gorda, assim como PBM, respondeu negaivamene frene ao choque esabelecido em PBZ. Após rápida elevação, a série PVG iniciou longa queda aé aproximadamene quaorze meses. A parir disso iniciou um processo de diminuição da inerferência de PBZ, que erminou por vola dos 48 meses. O preço do boi gordo ambém inerferiu em PVG de forma muio semelhane à ocorrida em PBM. Enreano, os impacos foram menos significaivos em PVG, mas, preponderanemene, posiivos. Ou seja, o choque em PBG provocou uma variação posiiva nos preços da série PVG. As resposas aos impulsos da série PBG, apresenadas no GRAF. 3, mosraram que o preço do boi gordo é mais exógeno que PBM e PVG. As resposas aos impulsos nas variáveis PVG, PBZ e PBM são menos expressivas. A série PVG provoca uma pequena variação negaiva em PBG, que permanece em orno de 24 meses. A maior inerferência é causada por PBM, que após provocar uma rápida queda em PBG, ainge um elevado grau de inerferência por vola dos dez meses após o choque. O preço do bezerro, assim como nos GRAF. -2, provoca mudanças negaivas na variável PBG. O maior impaco dessa causalidade ambém ocorre por vola de doze meses após o choque. De maneira geral, os choques em PBG são de longa duração, em orno de 45 meses. O GRAF. 4 expõe as resposas do preço do bezerro às variações de um desvio padrão nas ouras séries. A principal diferença percebida nesse gráfico é a preponderância da relação inversa com o preço do boi gordo aé enão não apresenada por nenhum dos ouros preços. O choque provocado no preço do boi gordo influiu no preço do bezerro rapidamene, aingindo seu maior nível rês meses depois. O preço da vaca gorda provocou impacos semelhanes aos ocorridos em PBM. Após rápida e expressiva ala nos preços, PBZ passa a variar inversamene à PVG aé o érmino da inerferência. O preço do boi magro, por sua vez, influiu PBZ posiivamene. Em oio meses, elevou o preço do bezerro em quase 50% do seu desvio padrão. A série PBZ foi a que sofreu por menor empo influência das demais. Ao analisar as funções de resposa aos impulsos dos GRAF. -4, pode-se noar que os choques perduram por um período longo, em média, mais de quarena meses. Essa endência confirma a caracerísica cíclica da pecuária bovina, já desacada na inrodução do esudo. Além disso, noa-se uma alernância dos padrões de subida e descida dos preços nos 6 primeiros meses após os choques nos desvios padrões. Ou seja, os preços endem a apresenar picos de variação aos impulsos, posiivos ou negaivos, nos seis primeiros meses. Após aingirem esses picos, os preços inverem a endência aé enão dominane e iniciam um processo oposo. Ouro aspeco que se pode perceber é a correspondência cíclica enre as séries pesquisadas. As séries PBM e PVG e as séries PBG e PBZ auam ao mesmo empo sobre as variáveis, mas de maneira oposa. Enquano uma inerfere posiivamene, a oura aua negaivamene. Ou seja, em deerminados períodos, enquano uma série em o seu preço elevado pelo choque exerno de um desvio padrão em PBG, ela ambém em o seu preço sendo reduzido por influência de PBZ. Além disso, os períodos de maior inerferência ocorrem ao mesmo empo. Por exemplo, no GRAF., PBM e PVG auam de maneira oposa, aingindo os maiores momenos de inerferência por vola dos dois e dos oio meses. De maneira semelhane, PBG e PBZ auam de forma oposa endo os maiores níveis de influência aos dois e aos doze meses. Esses períodos de maiores inerferências das séries correspondem ao ápice de um movimeno de subida ou descida do preço. Ainda no GRAF., pode-se perceber que, aproximadamene, dois meses após o choque, a série PBM invere o seu movimeno de queda de preços e inicia um movimeno de ala frene ao choque imposo em Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 7

18 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" PBG. Simulaneamene, ela invere o seu movimeno de subida de preços e inicia um movimeno de queda frene ao choque imposo em PBZ. As mesmas relações podem ser idenificadas nos GRÁF CONCLUSÕES A parir do levanameno de aspecos auais do seor pecuário brasileiro, esa pesquisa buscou conribuir para uma maior previsibilidade do seor, assim como auxiliar os agenes da cadeia produiva em compreender as relações enre os mercados de cria, recria e engorda de bovinos. Aravés da uilização de alguns dos principais insrumenos de análise de série emporais, como o ese de causalidade de Granger e a meodologia dos modelos VAR, foram idenificadas e discuidas algumas relações enre os preços do bezerro, do boi gordo, da vaca gorda e do boi magro. Após esabelecidos os resulados proposos por esa pesquisa, verificou-se que as séries analisadas possuem uma fore inerdependência. O ese de causalidade de Granger evidenciou grande quanidade de relações de causalidade, principalmene com seis defasagens (seis meses). As funções de resposa aos impulsos ambém indicaram essa endência mosrando variação significaiva em orno dos seis meses. O preço do bezerro mosrou-se como o menos sensível aos choques, reornando ao seu nível de preços naural mais rapidamene do que os demais. Os preços da vaca gorda e do boi gordo comporaram-se de maneira similar. Enreano, conforme a escala de Fisher já demonsrada aneriormene, PBG inerferiu de forma mais significaiva em PVG. Os preços do boi magro demonsraram sofrer os maiores impacos com as oscilações provocadas, permanecendo como a série mais endógena do modelo. O seor pecuário brasileiro mosrou elevada inerdependência, verificada por meio da análise dos preços pesquisados. Esa pode ser uma evidência de que os elos da cadeia pecuária já esão bem desenvolvidos e inerligados. A preponderância do mercado de cria sob os demais pode er ocorrido devido ao fao desa fase do animal ser o eságio inicial da cadeia produiva do seor. Dessa forma, conforme já discuido, em uma cadeia segmenada, esse mercado poderia inerferir nos demais aravés de suas oscilações. Os pecuarisas, aenos às fluuações de cada segmeno, reagiriam a essas mudanças com alguma ação sobre os ouros mercados. Além disso, as variações na demanda por bezerros podem er uma maior correspondência com aspecos da ofera nacional fuura de carne bovina. Uma vez que os animais levam, em média, rês anos e meio para aingirem o peso de abae, grandes variações na demanda por bezerros só erão reflexos após esse período. Enreano, essa relação ainda eria que ser pesquisada. Ouro pono relevane da pesquisa foi o longo ciclo de duração dos choques nas variáveis. Ese parece confirmar o chamado ciclo do gado exisene na pecuária nacional, pois verificou-se nas funções de resposa aos impulsos, um período médio em orno de quarena a 44 meses de alerações nos preços. Esse ciclo em a sua duração relacionada ao empo de criação de um animal do nascimeno ao abae. Conforme Thiago (996), o sisema de criação adoado na pecuária brasileira propicia que os animais sejam abaidos acima dos quarena meses, o que confirma os resulados obidos na pesquisa. O ciclo do gado, já mencionado aneriormene, ocorre de acordo com as expecaivas fuuras do preço do boi gordo, mas esá direamene relacionado ao empo de produção de um animal para o abae. Iso porque as expecaivas do preço do boi gordo, sejam elas de ala ou de baixa, serão aleradas conforme a ofera de animais, que varia conforme o empo necessário para a produção dos mesmos. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 8

19 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" Como sugesão para fuuros rabalhos, poderia-se buscar a idenificação das variáveis exógenas que mais influenciam o preço do bezerro no mercado spo, uma vez que esa foi a série idenificada como mais exógena no modelo. Além disso, seria ineressane aprofundar na relação enre a produção nacional de bezerros e os preços fuuros do boi gordo. Dessa forma, a formação e as relações dos preços dos bezerros seriam mais previsíveis e os riscos de mercado ornariam-se mais compreensíveis. REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS ANUALPEC 2006: anuário esaísico da produção animal, São Paulo: IFNP, BACCHI, Miriam R. Piedade. Causalidade enre preços no mercado de carnes do esado de São Paulo. Revisa de Economia e Sociologia Rural, Brasília: Sober, v.34, n.2, p.5-60, nov./dez BITTENCOURT, Maurício V. L.; BARROS, Geraldo S. C. Relações de preço de frango nas regiões sul e sudese do Brasil. Revisa de Economia e Sociologia Rural, Brasília: Sober, Vol. 34, p , BROOKS, C. Inroducory economerics for finance. Cambridge: Cambridge Universiy Press, ENDERS, Waler. Applied economeric ime series. s ed. New York: John Wiley, p. FILHO, Vicor A. N. Para onde caminha a pecuária brasileira. In: ANUALPEC São Paulo: FNP, p.4-23 GRANGER, C. W. J.; NEWBOLD, P. Spurious regressions in economerics. Journal of Economerics, v.2, p. -20, 974. GUJARATI, Damodar. Economeria básica. 3.ed. São Paulo: Makron Books, p. HIDALGO, Álvaro Barranes. Modelo de ransmissão de preços enre mercados inerno e exerno. Revisa de Economia e Sociologia Rural, Brasília: Sober, v.28, n.4, p.43-53, ou./dez HILL, R. Carer; GRIFFITHS, Willian E.; JUDGE, George G.; FARIAS, Alfredo A. (rad). Economeria. São Paulo: Saraiva, 999. NAVES JÚNIOR, Moisés. Ciclos de preços e produção de carne Monografia de Graduação em Ciências Econômicas - Universidade Federal de Uberlândia UFU, Uberlândia, 993 apud LAMOUNIER, Wagner Moura. Análise econômica da produção pecuária bovina de core brasileira nas décadas de 70, 80 e Texo para discussão. Universidade Federal de Viçosa, 995. LACÔRTE, Ari J.F.,LACÔRTE, Mario C. F. Pasagens: inensidade de manejo e adequação esraégica. In: ANUALPEC São Paulo: FNP, p Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 9

20 "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" LAMOUNIER, Wagner Moura. Análise econômica da produção pecuária bovina de core brasileira nas décadas de 70, 80 e Texo para discussão. Universidade Federal de Viçosa, 995. LAMOUNIER, Wagner Moura; SILVA, Jersone Tasso M. Análise das relações dos preços nos mercados de cria-recria e engorda de bovinos no esado de São Paulo. In: CONGRESSO BRASILEIRO DE ECONOMIA E SOCIOLOGIA RURAL, XXXVI, 998, Poços de Caldas. Agronegócio brasileiro: desafios e perspecivas. Brasília: Sober, 998, p PINATTI, Eder. Preços na pecuária paulisa. Revisa de Agronegócios da FGV, São Paulo, v.25, n.9, p.27-28, se ROSA, Fabiano R. T. e. al. Mais boi em menos paso. Revisa de Agronegócios da FGV, São Paulo, v.24, n.8, p.37-39, ago ROSA, Fabiano R. T. e. al. A evolução da pecuária de core no Brasil. Revisa de Agronegócios da FGV, São Paulo, v.25, n.7, p.40-42, jun ROSA, Fabiano R. T. e. al. Mudanças na exporação de carnes. Revisa de Agronegócios da FGV, São Paulo, v.26, n.2, p.5-7, fev SANTANA, Anônio Cordeiro de; BRANDT, Sérgio Albero. Encadeameno de preços na pecuária de core: Uma Aplicação do Modelo de Correção de Erro. Revisa de Economia e Sociologia Rural, Brasília: Sober, v.29, n.2, p.35-49, abr./jun. 99. STOCK, James; WATSON, Mark W.; ROSEMBERG, Mônica (rad.). Economeria. São Paulo: Adisson Wesley, THIAGO, Luiz Robero L. de S. Confinameno de bovinos. ed. Brasília: Embrapa-SPI, p. (Coleção CRIAR, 3) Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 20