Integração espacial de mercados na presença de custos de transação: um estudo para o mercado de boi gordo em Minas Gerais e São Paulo

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1 Integração espacal de mercados na presença de custos de transação: um estudo para o mercado de bo gordo em Mnas Geras e São Paulo Leonardo Bornack de Mattos 1 João Eustáquo de Lma 2 Vvan Slva Lro 3 Resumo: s análses de ntegração dos mercados de commodtes agrícolas, que são baseadas apenas em nformações sobre preços, são lmtadas, por desconsderarem os efetos dos custos de transação no processo de ajustamento dos preços. O objetvo prncpal deste estudo fo estmar os prováves efetos dos custos de transação sobre a ntegração do mercado de bo gordo entre os estados de Mnas Geras e São Paulo. Fo estmado um Modelo de Correção de Erro Vetoral com Threshold (Modelo TVEC), sendo utlzados dados mensas dos preços dessa commodty referentes ao período de janero de 1972 a agosto de Os resultados obtdos ndcam que os custos de transação entre os mercados estudados são sgnfcatvos. Choques de preços, nferores a cerca de 10% do preço médo, não são transmtdos entre os mercados. Palavras-chaves: ntegração de mercado; custos de transação; bo gordo; modelo TVEC; co-ntegração com threshold. Classfcação JEL: Q13, C32. 1 Professor djunto do Departamento de Economa Rural da Unversdade Federal de Vçosa (DER-UFV). E-mal: lbmattos@ufv.br. 2 Professor Ttular do Departamento de Economa Rural da Unversdade Federal de Vçosa (DER-UFV). E-mal: jelma@ufv.br. 3 Professora djunta do Departamento de Economa Rural da Unversdade Federal de Vçosa (DER-UFV). E-mal: vslro@ufv.br.

2 250 Integração espacal de mercados na presença de custos de transação: um estudo para o mercado de bo gordo em Mnas Geras e São Paulo bstract: The analyss of market ntegraton of agrcultural commodtes based on prce nformaton are lmted because the effects of transacton costs are not consdered n the adjustment process. The man objectve of ths paper was to estmate the possble transacton costs mpacts on market ntegraton of beef cattle between the states of Mnas Geras and São Paulo. It was estmated a Threshold Vector Error Correcton Model (TVEC model) usng monthly prce data for the perod from January 1972 to ugust The results ndcated the presence of threshold contegraton mplyng that transacton costs have mportant effect on the prce adjustment process. Key-words: market ntegraton; transacton costs; beef cattle; TVEC model; threshold contegraton. JEL Classfcaton: Q13, C Introdução O número de estudos de natureza empírca, que buscam verfcar a extensão em que mercados de commodtes agrícolas são ntegrados, tem crescdo sgnfcatvamente nos últmos anos. Tas estudos procuram dentfcar a extensão em que choques de preços são transmtdos entre mercados vertcalmente e, ou, espacalmente relaconados. Geralmente, a ntegração de mercados é utlzada como um ndcador da efcênca de mercado, dado que o mecansmo básco que garante a ntegração econômca é a possbldade da arbtragem 4. Barrett (1996), um dos prncpas autores a manfestar preocupação quanto à adequação dos métodos até então dsponíves para análses de ntegração, herarquza os métodos exstentes em três níves. Os do nível I utlzam apenas dados de preços. Os métodos do nível II combnam dados de custos de transação 5 e de preços. Os métodos do nível III combnam dados de fluxos de mercadoras e de preços, o que elmna a necessdade de séres referentes aos custos de transação. 4 rbtragem: Prátca de comprar a um preço mas baxo em uma certa localdade para vender a um preço maor em outra. (PINDYCK e RUBINFELD, 2002, p.8). 5 Custos de transação são os custos que os agentes enfrentam todas as vezes que recorrem ao mercado, ou seja, são os custos de se negocar, redgr e garantr o cumprmento de um contrato (FINI, 2002).

3 Leonardo Bornack de Mattos, João Eustáquo de Lma e Vvan Slva Lro 251 Ocorre que, quase sempre, os dados de custos de transação e do fluxo de mercadoras entre mercados não são dsponíves, seja pela dfculdade de coletá-los ou, até mesmo, pela mpossbldade de mensurá-los. Tal ndsponbldade tem sdo a responsável prncpal pela predomnânca, na lteratura especalzada, de estudos do nível I. Desse nível, fazem parte os trabalhos que utlzam desde smples análses de correlação, regressões e testes de Causaldade de Granger, até aqueles que empregam técncas mas recentes de séres temporas, como Modelos de Correção de Erro e, prncpalmente, análses de co-ntegração. co-ntegração, ntroduzda por Engle e Granger (1987) e refnada por város outros autores como, por exemplo, Johansen (1988) e Johansen e Juselus (1990), fornece o tratamento adequado às séres não-estaconáras e passou a ser a prncpal e, mutas vezes, a únca ferramenta empregada nas análses de ntegração de mercados, tendo sdo usada, senão em todos, em város dos estudos recentes referentes aos mercados agropecuáros no Brasl. Por meo da co-ntegração, González-Rvera e Helfand (2001) nvestgam a ntegração entre os mercados de arroz em 19 estados brasleros. Noguera (2001) estuda a ntegração entre os prncpas mercados brasleros de café. Coelho (2002) nvestga a ntegração entre os mercados nterno e externo de algodão. Bacch e lves (2004) analsam o processo de ntegração vertcal da cadea de comercalzação do açúcar crstal empacotado na regão Centro-Sul do Brasl. Perera (2005) avala a ntegração espacal no mercado braslero de bo gordo. Noguera (2005) trabalha a questão da ntegração entre os mercados brasleros de café, além de consderar, também, a ntegração desses mercados com os mercados externos dessa commodty. Rosado (2006) estuda a ntegração dos mercados de suínos nos dferentes estados brasleros. No entanto, com base na análse tradconal de co-ntegração, quando os mercados são ntegrados, choques solados de preços são sempre transmtdos entre eles, ndependentemente da magntude dos choques. ssume-se, portanto, que o processo de ajustamento de preços ocorre de manera contínua, o que é nconsstente com a descontnudade de comérco que pode ocorrer devdo às condções da arbtragem espacal. Custos de transação restrngem a transmssão dos preços, que somente passa a ocorrer quando os ganhos com a arbtragem superam os custos de transação. Caso contráro, choques solados não são transmtdos entre mercados, o que determna uma stuação na qual os

4 252 Integração espacal de mercados na presença de custos de transação: um estudo para o mercado de bo gordo em Mnas Geras e São Paulo preços não se relaconam. Portanto, dferentemente da estrutura assumda pela análse padrão de co-ntegração, na presença de custos de transação, o processo de ajustamento de preços ocorre de manera descontínua. Segundo Barrett (2001), quando os custos de transação não são devdamente consderados, as análses não refletem a verdadera relação entre os mercados. Isso porque esses custos se tornam um componente dos termos de erro das regressões que envolvem os preços pratcados em cada um dos mercados. Os parâmetros estmados são, portanto, vesados e nconsstentes. Fackler e Goodwn (2000) ressaltam que esse é um problema anda maor em países em desenvolvmento, como o Brasl. Nesses países, a nfra-estrutura de transporte e comuncação é, geralmente, precára, os mecansmos de garantas contratuas são nadequados e a nstabldade polítca é freqüente, o que resulta na elevação expressva dos custos de transação. Há de se ressaltar que, embora exstam ndícos de custos de transação expressvos, nenhum dos estudos já realzados sobre o processo de ntegração de mercados agropecuáros no Brasl levou em consderação os efetos de custos de transação sobre tal processo. É verdade, também, que város dos autores reconhecem esse fato como uma das prncpas lmtações das análses por eles apresentadas e, portanto, que esforços devam ser despenddos a fm de se avançar nesse sentdo 6. Nesse contexto, este estudo procura contrbur com a lteratura referente à ntegração espacal do mercado braslero de bo gordo, ao se ncorporar na análse os possíves efetos de custos de transação sobre a ntegração entre dos dos prncpas estados produtores e consumdores desta commodty. Para tanto, será utlzada a técnca Threshold Contegraton, que consste numa combnação dos métodos tradconas de co-ntegração com a presença de não-lneardades e descontnudades nas relações entre os preços. Especfcamente, pretende-se: a) verfcar se os mercados de Mnas Geras e São Paulo são ntegrados; b) na presença de ntegração, estmar os efetos dos custos de transação sobre o processo de ajustamento de preços a eventuas desvos nos preços relatvos. 6 Ver, por exemplo, lmtações e sugestões para trabalhos futuros, menconadas nos estudos de Noguera (2005) e Perera (2005).

5 Leonardo Bornack de Mattos, João Eustáquo de Lma e Vvan Slva Lro Integração de mercado e os custos de transação Embora seja um tema muto abordado na lteratura referente aos mercados de commodtes agropecuáras, não há consenso entre os pesqusadores quanto a uma defnção unforme para a ntegração de mercados, sendo váras as defnções encontradas para esse termo. Fackler e Goodwn (2000) sntetzam essas defnções e consderam que a ntegração espacal de mercados refere-se ao grau com que choques de oferta e demanda são transmtdos de uma regão para outra. Esses autores propõem que tal grau possa ser aproxmado por uma medda denomnada de razão de transmssão de preços. partr da consderação de um choque econômco hpotétco, ε, que muda o excesso de demanda de um produto na regão, mas não na regão B, os autores defnem a razão de transmssão de preços da regão para a B (R B, assocada a este choque, da segunte manera: R B PB = ε P / (1) ε em que o numerador da equação (1) representa a varação nfntesmal do preço na regão B, resultante do choque econômco na regão, enquanto o denomnador representa a varação nfntesmal do preço na regão, resultante desse mesmo choque econômco. Desse modo, segundo Fackler e Goodwn (2000), a relação R B representa uma medda da ntegração dos mercados. Os mercados são dtos perfetamente ntegrados caso R B = 1. Integração menos que perfeta ocorre quando R B < 1. É possível, anda, que determnada regão seja mas ntegrada a outra, do que esta com a prmera, o que sgnfca que a razão de transmssão de preços não é necessaramente smétrca, podendo ocorrer R B R B. Para Fackler e Goodwn (2000) e város outros autores, a arbtragem espacal é o elemento básco que conduz os mercados à ntegração. Mercados regonas tornam-se nterlgados como resultado de ações compettvas por parte dos arbtradores, que buscam lucros. s atvdades desses agentes envolvem a aqusção de commodtes em mercados que apresentam os menores preços e a posteror revenda nos mercados nos quas os preços são maores (GOODWIN; SCHROEDER, 1991). De acordo com Fackler e Goodwn (2000), as ações dos arbtradores garantem que preços de produtos homogêneos, em duas localdades

6 254 Integração espacal de mercados na presença de custos de transação: um estudo para o mercado de bo gordo em Mnas Geras e São Paulo quasquer, rão dferr por não mas que o custo de mover o produto da regão com menor preço para a regão com maor preço, tal como estabelecdo em (2): P j P r j (2) sendo r j o custo em que o arbtrador deve ncorrer para mover a commodty da regão para a regão j, que nclu, além do custo de transporte, todos os custos relevantes para realzar transações entre localdades espacalmente separadas. expressão apresentada em (2) defne o que é conhecdo na lteratura como as condções da arbtragem espacal. Deve-se ressaltar que não há, na lteratura, uma termnologa unforme para o termo r j que aparece na expressão (2). Normalmente, são três os termos utlzados: custos de transporte, custos de transferênca e custos de transação. Mesmo Fackler e Goodwn (2000), que explctamente reconhecem a exstênca de outros custos na movmentação de bens, se referem a eles apenas por custos de transporte. Essa também é a termnologa adotada, por exemplo, por Ravallon (1986). Famnow e Benson (1990) utlzam, sem clara dstnção, os termos custos de transporte e custos de transferênca. Baulch (1997), embora também use os mesmos termos, se refere ao prmero como sendo um dos componentes do segundo. termnologa mas adotada, entretanto, é a de custos de transação, tanto em estudos com enfoque teórco quanto nos de natureza aplcada. Se consderada a defnção dada por Wllamson, ctado por Paula e Martnele (2004), de que transação é um evento que ocorre quando um bem é transferdo, ncorrendo em custos ex-ante e ex-post, este parece ser realmente o termo mas adequado para se referr aos custos de transferr produtos entre mercados. Barrett (2001), que também adota o termo custos de transação, procura, por meo de uma expressão algébrca, smlar à expressão (3), decompor o que ele consdera ser uma boa caracterzação de todos os custos envolvdos no processo. r j f j + v j + d j + w j (3) O autor consdera, então, que os custos de transação (r j ) são compostos por custo de transporte (f j ), por custos varáves (v j )

7 Leonardo Bornack de Mattos, João Eustáquo de Lma e Vvan Slva Lro 255 assocados a taxas, seguro de cargas, contratos, despesas fnanceras, hedgng, atendmento a barreras técncas (padrões santáros e ftossantáros), entre outros, por mpostos aduaneros (d j ) e, também, por custos não-mensuráves (w j ), como o custo de oportundade do empresáro, custo de busca por nformações, prêmos de rsco assocados a falhas nos contratos, etc. Nota-se que, se a parcela (w j ) for subtraída de (3), a expressão resultante sera, segundo Barrett e L (2002), a decomposção dos custos de transferênca. Para esses autores, custos de transferênca são a parcela mensurável dos custos de transação. Fackler e Goodwn (2000) ressaltam que, em um mercado compettvo, as ações dos arbtradores tenderão a mover os preços até que suas dferenças se gualem aos custos de transação. Embora desvos de curto prazo possam exstr, esses são de natureza transtóra. Dessa manera, maores custos de transação aumentam a possbldade de os mercados serem segmentados, tornando maores as chances de a regão possur suas própras ofertas e demandas locas, nteragndo dentro da regão de preços gerada pelos custos de transação, uma regão neutra, na qual não há ntegração. Mesmo que uma regão seja ntegrada com o resto do mercado, o fato de ser mas caro transferr bens e nformações para ou desta localdade mplca que os ajustamentos aos choques de oferta e demanda provavelmente levarão mas tempo. Pressupõe-se, portanto, que quanto menores os custos de transação, maor o grau de ntegração dos mercados. 3. Metodologa Modelo Vetoral de Correção de Erro com Threshold (TVEC) Os prmeros estudos que testaram a ntegração de mercados se basearam em smples coefcentes de correlação entre os preços para descrever a manera com que os mercados são relaconados. Desde então, os procedmentos de testes apresentaram algumas sofstcações, o que permte que sejam consderados elementos mportantes para as análses, como tendêncas comuns, não-estaconaredade e endogenedade das séres temporas dos preços. Em estudos que abordam a ntegração de mercados, a co-ntegração tem sdo a técnca mas utlzada. especfcação de modelos de correção

8 256 Integração espacal de mercados na presença de custos de transação: um estudo para o mercado de bo gordo em Mnas Geras e São Paulo de erro vetoral (VEC) tem ganhado populardade devdo a sua nterpretação ntutva. Para mercados espacalmente ntegrados, nos quas não é claro qual preço causa o outro, o uso de modelos VEC é bastante aproprado (MEYER, 2004). Entretanto, ao se usar um modelo VEC para estmar o ajustamento de preços, há uma pressuposção mplícta. Os ajustamentos de preços, que são nduzdos por desvos do equlíbro de longo prazo, são consderados uma função contínua e lnear da magntude de tal desvo. Então, mesmo desvos muto pequenos conduzrão a um processo de ajustamento em cada mercado. Por desconsderar os efetos decorrentes dos custos de transação sobre o ajustamento dos preços, essa pressuposção conduz a resultados vesados. lexander e Wyeth (1994) ressaltam o fato da co-ntegração não representar condções necessáras nem tampouco sufcentes para a ntegração dos mercados. co-ntegração não é necessára, vsto que, se os custos de transação forem não-estaconáros, os preços provavelmente não serão co-ntegrados, o que não sgnfca que a arbtragem não possa ocorrer. co-ntegração também não é sufcente para se conclur pela exstênca de ntegração, vsto que os preços podem ser co-ntegrados, mas a dferença entre eles ser tão pequena que não supera os custos de transação e, portanto, não vablza a arbtragem. Barrett (1996) propõe, então, que essa técnca não seja utlzada como teste dreto de ntegração, mas como procedmento que antecede outros testes econométrcos, o que tem levado à busca por abordagens que superem tal defcênca. Segundo Goodwn e Pggott (2001), dentre tas abordagens, tem-se destacado a ncorporação do efeto threshold aos modelos VEC, dando orgem ao que é conhecdo, na lteratura especalzada, como modelos TVEC (modelos vetoras de correção de erro com threshold). O estudo de co-ntegração com threshold fo ncalmente desenvolvdo por Balke e Fomby (1997), como meo de combnar não-lneardade e co-ntegração. Hansen e Seo (2002) lembram que os modelos TVEC foram desenvolvdos para ncorporar, também, os efetos dos custos de transação em modelos de transmssão de preços, o que tem dado orgem a város estudos de natureza aplcada 7. ncorporação dos efetos dos custos de transação fornece, então, uma justfcatva para o uso de modelos de ajustamento de preços com a 7 Uma revsão dessa lteratura fo apresentada por Lo e Zvot (2001).

9 Leonardo Bornack de Mattos, João Eustáquo de Lma e Vvan Slva Lro 257 nclusão da varável threshold. Nesse tpo de modelo, a extensão em que desvos do equlíbro de longo prazo são responsáves por ajustamento de preços depende da magntude de tal desvo. O processo de ajustamento pode ser dferente, caso o desvo esteja acma ou abaxo de um valor específco, ou seja, de um threshold. Tal stuação é lustrada na Fgura 1. Fgura 1. Impacto do termo de correção de erro (TCE) sobre o ajustamento de preço. (a) Modelo de correção de erro vetoral (VEC); (b) Modelo de correção de erro com um threshold; (c) Modelo de correção de erro com dos thresholds. P t Regme 1 P t Regme 2 TCE t-1 TCE t-1 (a) (b) P t Regme 1 Regme 2 Regme 3 TCE t-1 (c) Fonte: Meyer (2004). 1 2 Fgura 1(a) lustra o processo de ajustamento de preços p t como função lnear dos desvos do equlíbro de longo prazo, equvalentes ao termo de correção de erro (TCE), e corresponde ao uso de um modelo VEC sem o efeto threshold. Fgura 1(b) lustra o processo de ajustamento de preços correspondente a um modelo TVEC com um únco threshold (γ). Desvos do equlíbro de longo prazo, nferores a γ, conduzem a um processo de ajustamento, delmtado pelo regme 1, dferente do processo de ajustamento nduzdo por desvos superores a γ (regme 2). Embora esta seja uma manera explícta de consderar assmetras no processo de

10 258 Integração espacal de mercados na presença de custos de transação: um estudo para o mercado de bo gordo em Mnas Geras e São Paulo ajustamento de preços, tal especfcação não admte a possbldade de nenhum ajustamento ocorrer. Fgura 1(c) lustra um modelo de ajustamento com três regmes, um dos quas abaxo do termo de equlíbro de longo prazo (regme 3) e o outro acma (regme 1). regão entre γ 1 e γ 2 (regme 2) pode ser nterpretada como os desvos do equlíbro de longo prazo que são tão pequenos, comparatvamente aos custos do ajustamento, que não causarão nenhum ajustamento nos preços relatvos, ou seja, uma regão de não-ajustamento, na qual os preços não são co-ntegrados. lém dsso, um modelo com dos thresholds é consstente com desvos tanto postvos quanto negatvos em relação ao equlíbro de longo prazo, fora da regão de não-ajustamento. De acordo com Meyer (2004), a vantagem da facldade de nterpretação dos resultados de um modelo TVEC com dos thresholds é enfraquecda pelo fato de não haver nenhum teste econométrco adequado para o teste de sgnfcânca estatístca dos parâmetros γ 1 e γ 2. Hansen e Seo (2002), entretanto, propõem um procedmento a partr do qual é possível se testar a sgnfcânca dos thresholds. Consderando a ntegração entre dos mercados, e B, por exemplo, o modelo TVEC, com um únco threshold, até então dscutdo, segue a segunte especfcação: Regme 1 p t B p = α 1 t α + 2, se TCE t-1 γ Regme 2 p t B p = α 1 t α + 2, se TCE t-1 > γ k = 1 k = 1 β β β β, B,, B, β β β β,b B,B,B B,B p p p p t - B t - t - B t - + φ φ + φ φ 1 B t 1 1 [ TCE ] 2 B t 1 2 [ TCE ] ε + t ε B t ε + j j j em que a varável dependente p t = p t p t -1 (j =,B) representa a varação do preço no mercado j entre períodos consecutvos; α 1 e α 2 são termos de ntercepto; β j,j ( = 1,...,k;j =,B) são coefcentes das k j j defasagens das varáves dependentes; φ 1 e φ 2 (j =, B) são coefcentes de ajustamento, que ndcam a proporção do desvo do equlíbro de longo t ε B t (4)

11 Leonardo Bornack de Mattos, João Eustáquo de Lma e Vvan Slva Lro 259 prazo que é elmnada a cada período; TCE t-1 é o termo de correção de erro j defasado em um período; ε t (j =, B) são erros aleatóros; e γ é o parâmetro de threshold. O modelo TVEC com um únco threshold (γ), apresentado em (4), determna dos regmes dstntos de ajustamento de preços. Tal ajustamento é explcado tanto por termos de curto prazo (coefcentes β j,j j ), quanto por termos de longo prazo (coefcentes φ 1 e φ j 2 ) condconados ao termo de correção de erro (TCE). Se o desvo do equlíbro de longo prazo (termo TCE t-1 ) for superor ao parâmetro γ, o processo de transmssão de preços é defndo pelo regme 2, que é dferente daquele observado caso o desvo seja gual ou nferor a γ (regme 1). O procedmento proposto por Hansen e Seo (2002), apresentado por Meyer (2004), é uma varante do TVEC especfcado em (4), e segue a segunte especfcação: Regme 1 p t B p = α 1 t α + 2, se TCE t-1 γ Regme 2 p t B p = α 1 t α + 2, se TCE t-1 > γ k = 1 k = 1 β β β β, B,, B, β β β β,b B,B,B B,B p p p p t - B t - t - B t - + φ φ + φ φ 1 B t 1 1 [ TCE ] 2 B t 1 2 [ TCE ] ε + t ε B t ε + em que as varáves e os coefcentes permanecem conforme defndos em (4). dferença entre (4) e (5) está na defnção dos regmes. Na especfcação (4), um processo de ajustamento de preços ocorre caso o desvo do equlíbro de longo prazo seja gual ou nferor ao threshold, e outro dferente processo ocorre caso o desvo seja superor ao parâmetro γ (Fgura 1(b)). Tal especfcação exclu a possbldade de uma regão na qual nenhum processo de ajustamento ocorre, ou seja, uma regão de não-ajustamento. t ε B t (5)

12 260 Integração espacal de mercados na presença de custos de transação: um estudo para o mercado de bo gordo em Mnas Geras e São Paulo O modelo TVEC, proposto por Hansen e Seo (2002), permte que tal stuação ocorra e, por sso, é economcamente mas ntutvo. Tal especfcação consdera dos regmes de ajustamento de preços. O regme 1, de não-ajustamento, é defndo pelos desvos, em valor absoluto, nferores a γ. O regme 2, por sua vez, é defndo pelos desvos, em valor absoluto, que excedem γ. Tem-se, então, um TVEC baseado em um únco threshold (γ), o que permte que sua sgnfcânca estatístca seja testada, e que também consdera uma regão de não-ajustamento, na qual os preços não são co-ntegrados, o que é condzente com os efetos dos custos de transação. Fgura 2 apresenta o processo de ajustamento de preços conforme o modelo proposto por Hansen e Seo (2002). Fgura 2. Impacto do termo de correção de erro (TCE) sobre o ajustamento de preços Regme 2 p t Regme 1 - não ajustamento Regme 2 TCE t-1 Fonte: Meyer (2004). Ressalta-se que o TVEC, tal como proposto por Hansen e Seo (2002), deve ser vsto como uma versão restrta do modelo geral com dos thresholds, apresentado na Fgura 1(c). restrção está no fato de que, no modelo (5), γ 1 = γ 2 = γ, e no fato de que nenhuma transmssão de preços assmétrca é possível, já que a mesma reação dos preços é verfcada ndependentemente de TCE t-1 ser maor ou menor que γ. Para estmar o modelo TVEC apresentado em (5) adota-se, segundo Meyer (2004), um procedmento em três etapas: 1ª) testar a não-estaconaredade das duas séres de preços, para o quê se utlza, por exemplo, o teste de raz untára DF; 2ª) estmar o modelo VEC lnear (Fgura 1(a)), utlzando-se o crtéro de nformação de kake para determnar o número de defasagens

13 Leonardo Bornack de Mattos, João Eustáquo de Lma e Vvan Slva Lro 261 do modelo. Para estmar o TVEC restrto, o threshold γ deve ser determnado. Para sso, uma varante do procedmento de Hansen e Seo (2002), que é baseada no logartmo do determnante da matrz de varânca e covarânca dos erros, é usada como crtéro de seleção. No procedmento proposto por Meyer (2004), a solução do problema é baseada apenas no parâmetro γ, e não também nos parâmetros de co-ntegração. O valor de γ escolhdo é aquele que mnmza a expressão (6). n 1 ς( γ ) = mn log ε ( γ ) ε ( γ t t )' n t = 1 Nesse procedmento, está mplícta a restrção de que ambos os regmes devem conter pelo menos uma fração (π 0 ) pré-especfcada do número total (n) de observações 8. ssm, a expressão (7) sempre deve ser satsfeta: π 0 P( TCE t-1 γ) 1- π 0 (7) 3ª) após determnar o parâmetro de threshold (γ), testa-se sua sgnfcânca estatístca em uma tercera etapa, ou seja, a hpótese nula de lneardade contra a hpótese alternatva de não-lneardade com threshold. Segundo Goodwn e Holt (1999), no caso de um únco threshold estmado, o que ocorre neste estudo, esta etapa equvale ao tradconal teste de Chow para dferença entre parâmetros Modelo empírco Para se estudar a ntegração espacal do mercado de bo gordo entre os estados de Mnas Geras e São Paulo fo especfcado e estmado um modelo de correção de erro vetoral com threshold (TVEC), conforme apresentado a segur: Regme 1 mg p t sp p = α 1 t α +, se TCE t-1 γ β β k mg,mg mg,sp sp,mg sp,sp 2 = 1 β β p p mg t - sp t - + φ φ mg 1 sp 1 TCE t 1 [ ] (6) + mg ε t sp ε t 8 Hansen e Seo (2002) utlzaram π 0 = 0,05.

14 262 Integração espacal de mercados na presença de custos de transação: um estudo para o mercado de bo gordo em Mnas Geras e São Paulo Regme 2 mg p t sp p = α 3 t α +, se TCE t-1 > γ β β k mg,mg mg,sp sp,mg sp,sp 4 = 1 β β p p mg t - sp t - + φ φ mg 2 sp 2 TCE t 1 [ ] + mg ε t sp ε t em que os sobrescrtos mg e sp fazem referênca aos estados de Mnas j Geras e São Paulo, respectvamente, p t (j = mg, sp) representa a varação do preço do bo gordo entre períodos consecutvos; α 1, α 2, α 3 e α 4 j,j são termos de ntercepto; β ( = 1,..., k; j = mg, sp) são coefcentes das k j j defasagens das varáves dependentes; φ 1 e φ 2 (j = mg, sp) são coefcentes de ajustamento; TCE t-1 é o termo de correção de erro defasado em um j período; ε t (j = mg, sp) é um termo de erro aleatóro; e γ é o parâmetro de threshold. O modelo TVEC especfcado em (8) mostra a dnâmca de curto prazo dos preços de bo gordo nos estados de Mnas Geras e de São Paulo que são representados, respectvamente, por p mg t e p sp t. O regme 1 demonstra como ocorre, no período t, o processo de ajustamento dos preços quando o desvo em relação ao equlíbro de longo prazo, no período t - 1, em valor absoluto, é gual ou nferor ao parâmetro γ. Portanto, o regme 1 representa uma regão de não-ajustamento na qual, em função dos custos de transação, os preços não devem responder a desvos do equlíbro de longo prazo. Nesse regme, as varações dos preços devem responder apenas às varações ocorrdas em períodos passados (varáves defasadas), ou seja, apenas às varações de curto prazo dos preços. O regme 2, por sua vez, demonstra como ocorre, no período t, o processo de ajustamento dos preços quando o desvo em relação ao equlíbro de longo prazo, no período t - 1, em valor absoluto, é superor ao parâmetro γ. Portanto, no regme 2, além da nfluênca das varáves de curto prazo, os preços devem responder também a desvos do equlíbro de longo prazo, já que tas desvos superam os custos de transação Fonte dos dados e operaconalzação do modelo Para se estudar a ntegração espacal do mercado de bo gordo entre os estados de Mnas Geras e São Paulo foram utlzadas as séres mensas de preços de bo gordo para corte, recebdos pelos produtores, meddos em (8)

15 Leonardo Bornack de Mattos, João Eustáquo de Lma e Vvan Slva Lro 263 R$/15 kg, referentes aos respectvos estados. Os valores nomnas foram deflaconados pelo IGP-DI consderando-se o mês de agosto de 2005 como base. s séres utlzadas cobrem o período de janero de 1972 a agosto de 2005, completando um total de 403 observações, e têm como fonte a Fundação Getúlo Vargas (2005). Para operaconalzação do modelo fo utlzado o software econométrco Evews4. 4. Resultados e dscussão O procedmento ncal para estmação do modelo TVEC, especfcado em (8), consstu em verfcar se as séres de preços do bo gordo nos estados de Mnas Geras e São Paulo são ou não estaconáras. Por se tratar de séres de freqüênca mensal, procurou-se testar a presença de raízes untáras sazonas nestas séres, utlzando-se o teste de raz untára sazonal e não-sazonal, que fo desenvolvdo por Franses (1990) 9. Os resultados do teste são apresentados na Tabela 1. Tabela 1. Teste HEGY para raz untára sazonal e não-sazonal nas séres mensas do preço do bo gordo, Mnas Geras e São Paulo janero de 1972 a agosto de 2005 Hpótese nula (H0) p t mg Estatístca do teste p t sp Valor crítco (1%) π1 = 0 3,42 NR 3,71 NR -3,91 π2 = 0 4,69*** 4,29*** -3,34 π3 = π4 = 0 24,75*** 29,85*** 8,38 π5 = π6 = 0 38,19*** 40,56*** 8,55 π7 = π8 = 0 29,50*** 33,30*** 8,39 π9 = π10 = 0 38,46*** 50,76*** 8,50 π11 = π12 = 0 25,33*** 33,48*** 8,75 π1, π2,..., π12 = 0 33,94*** 244,77*** 5,15 π2, π3,..., π12 = 0 33,21*** 264,47*** 5,34 Notas: (1) equação do teste nclu ntercepto, tendênca e 11 dummes sazonas; (2) valores crítcos obtdos em Franses e Hobjn (1997); (3) *** ndca rejeção de H 0 a 1%; (4) NR ndca não-rejeção de H0 a 1%. Fonte: Resultados da pesqusa. 9 Este procedmento também fo adotado, por exemplo, por Ben-Kaaba et al. (2005). Para detalhes do teste, consultar, por exemplo, Lütkepohl e Krätzg (2004).

16 264 Integração espacal de mercados na presença de custos de transação: um estudo para o mercado de bo gordo em Mnas Geras e São Paulo Como pode ser verfcado, a presença de raz untára sazonal fo rejetada nas duas séres analsadas. Entretanto, a hpótese de presença de raz untára não-sazonal (ou regular ou, anda, na freqüênca zero) não pode ser rejetada, o que ndca que as duas séres são não-estaconáras 10. Em seguda, procurou-se verfcar se há relação de equlíbro de longo prazo entre os preços do bo gordo nos dos estados em questão, ou seja, se os mercados mnero e paulsta desta commodty são espacalmente ntegrados. Para tanto, foram utlzados os procedmentos e testes propostos por Johansen (1988) e Johansen e Juselus (1990). Os resultados dos testes são apresentados na Tabela 2. Tabela 2. Teste do Traço e do Máxmo utovalor para co-ntegração entre os preços do bo gordo em Mnas Geras e São Paulo, janero de 1972 a agosto de 2005 Teste do Traço Hpóteses Estatístca Valor crítco Hpóteses (H0) (H1) do teste (1%) (H0) (H1) Teste do Máxmo utovalor Estatístca do teste Valor crítco (1%) r = 0 r > 0 67,30328*** 20,04 r = 0 r = 1 62,53736*** 18,63 r 1 r > 1 4, NR 6,65 r =1 r = 2 4, NR 6,65 Notas: (1) H 0 e H 1 representam as hpóteses nula e alternatva, respectvamente; (2) *** ndca rejeção de H 0 a 1%; (3) NR ndca não-rejeção de H 0 a 1%; (4) fo utlzado número de defasagens que mnmzou o Crtéro de Informação de kake (IC). Fonte: Resultados da pesqusa. De acordo com o teste do Traço e o teste do Máxmo utovalor, a hpótese nula de que o posto da matrz de co-ntegração é nulo (r = 0) é rejetada a 1% de sgnfcânca. hpótese de que há um vetor de co-ntegração não pode ser rejetada a esse nível de sgnfcânca. Portanto, os testes mostram a exstênca de um vetor de co-ntegração entre os preços do bo gordo em Mnas Geras e São Paulo. ssm, pode-se dzer que as varáves são co-ntegradas, havendo uma relação de equlíbro de longo prazo entre elas. equação (9) apresenta essa relação 11. P t mg = -2, ,953 P t sp (0,01446) (9) 10 O teste de DF fo realzado para as prmeras dferenças das séres, sendo confrmado que ambas são ntegradas de prmera ordem [I(1)]. 11 Valor entre parênteses refere-se ao erro padrão do parâmetro estmado.

17 Leonardo Bornack de Mattos, João Eustáquo de Lma e Vvan Slva Lro 265 equação (9), que estabelece a relação de equlíbro de longo prazo entre os preços do bo gordo nos estados de Mnas Geras e São Paulo, ndca que há uma relação postva e estatstcamente sgnfcatva entre os dos preços ao longo do tempo. pós estmação da relação de co-ntegração entre os dos preços, a etapa segunte consstu em determnar o parâmetro γ (threshold). Segundo o procedmento adotado por Meyer (2004), defnu-se o valor de γ como aquele que mnmzou a expressão (6) 12. O valor obtdo fo de 0,097. Com base nesse valor, o modelo TVEC especfcado em (8) é dvddo em dos regmes. O regme 1 é defndo pelas observações cujo desvo do equlíbro de longo prazo, em valor absoluto, for nferor a 9,7%. Tomando-se como referênca o valor de R$ 97,32/15 kg, que representa o preço médo do bo gordo no estado de Mnas Geras, tem-se que desvos nferores a R$ 9,44 não nduzrão nenhum processo de ajustamento. Essa regão de não-ajustamento contém 363 observações do total de 403, o que representa 90% do total da amostra. O regme 2, por sua vez, contém todas as observações cujo desvo do equlíbro de longo prazo é superor a R$ 9,44. Essa regão contém 40 das 403 observações utlzadas para a estmação do TVEC, o que representa cerca de 10% da amostra total. Como argumentado por Meyer (2004), a estmatva do parâmetro γ (threshold) pode ser vsta como uma boa aproxmação para os custos de transação exstentes, o que está de acordo com as condções da arbtragem espacal 13, uma vez que apenas choques de preços superores a essa estmatva nduzrão o ajustamento de preços, ou seja, a ação dos arbtradores. Nesse caso, o valor de 0,097 sgnfca que os custos de transação, tas como especfcados na equação (3), equvalem a cerca de 9,7% do preço médo do bo gordo. Embora esse percentual já possa ser consderado elevado, mercados mas dstantes de São Paulo, com condções de nfra-estrutura de transporte e de comuncação nferores às observadas em Mnas Geras, e para os quas se esperam maores custos assocados a 12 Segundo Hansen e Seo (2002), adotou-se π 0 = 0,05. Os valores referentes ao cálculo do parâmetro são apresentados na Tabela 1 do pêndce. 13 Ver equação (2).

18 266 Integração espacal de mercados na presença de custos de transação: um estudo para o mercado de bo gordo em Mnas Geras e São Paulo transporte, seguros e à busca por nformações, devem apresentar custos de transação anda mas expressvos 14. pós determnação de γ, procedeu-se a estmação dos dos regmes de ajustamento dos preços. Os resultados são apresentados na Tabela 3: Tabela 3. Estmatva de modelo TVEC, com dos regmes de ajustamento de preços do bo gordo, nos estados de Mnas Geras e São Paulo, no período janero de 1972 a agosto de 2005 Regme 1: TCEt-1 0,097 Regme 2: TCEt-1 > 0,097 Parâmetro Estmatva Erro-padrão Parâmetro Estmatva Erro-padrão α1-0,025 NS 0,426 α3-6,583* 3,846 α2-0,226 NS 0,524 α4-7,082* 4,056 β 1 mg,mg β 1 mg,sp β 1 sp,mg β 1 sp,sp φ 1 mg φ 1 sp -0,371*** 0,086 β 1 mg,mg 0,534*** 0,080 β 1 mg,sp -0,032 NS 0,105 β 1 sp,mg 0,193** 0,098 β 1 sp,sp -0,221* 0,122 φ 2 mg 0,130 NS 0,149 φ 2 sp -0,299 NS 0,339 0,388 NS 0,326-0,128 NS 0,357 0,098 NS 0,344-0,671*** 0,259-0,649*** 0,273 Nota: (***) sgnfcatvo a 1%; (**) sgnfcatvo a 5%; (*) sgnfcatvo a 10%; ( NS ) não-sgnfcatvo. Os resultados apresentados na Tabela 3 respaldam a utlzação do modelo TVEC para análse da ntegração espacal dos mercados mnero e paulsta de bo gordo. Como pode ser verfcado, o regme 1, que representa a estmatva de um modelo VEC somente com as observações cujo desvo absoluto é nferor ao desvo do equlíbro de longo prazo, contém apenas um dos coefcentes de ajustamento (φ 1 mg ) estatstcamente sgnfcatvo e, mesmo assm, somente ao nível de sgnfcânca estatístca de 10%. No regme 1, as varações de curto prazo do preço em Mnas Geras são explcadas tanto pelas varações no período anteror do preço em Mnas quanto do preço em São Paulo (β 1 mg, mg e β 1 mg, sp 0). o nível de 10%, o preço em Mnas também responde a desvos do equlíbro de longo prazo (φ 1 mg 0). O coefcente de ajustamento estmado (0,22) ndca que seram necessáros, aproxmadamente, cnco meses para que os choques de preços fossem absorvdos pelo sstema. s varações de curto prazo do preço em São 14 Perera (2005), ao analsar a ntegração dos mercados estaduas de bo gordo no Brasl, concluu que o grau de ntegração, que, segundo González-Rvera e Helfand (2001) é função nversa dos custos de transação, está postvamente relaconado ao maor acesso à nfra-estrutura de comuncação, aos melhores níves de qualfcação da mão-de-obra e à nfra-estrutura de transporte.

19 Leonardo Bornack de Mattos, João Eustáquo de Lma e Vvan Slva Lro 267 Paulo, entretanto, são explcadas apenas pelas varações ocorrdas no período anteror no seu própro preço (β sp,sp 1 0), não sendo nfluencadas nem pelas varações passadas no preço em Mnas nem pelos desvos do sp,mg equlíbro (β 1 e φ sp 1 0), o que é condzente com uma regão de não-ajustamento. No regme 2, as varações de curto prazo do preço em Mnas Geras não são explcadas pelas varações no período anteror dos preços nem de Mnas nem de São Paulo. Entretanto, a nfluênca do desvo do equlíbro sobre o ajustamento do preço é sgnfcatva ao nível de 1%, além de o coefcente estmado ser sgnfcatvamente superor ao verfcado no regme 1. Especfcamente, o coefcente de 0,67 ndca que sera necessáro pouco mas de um mês para que o preço em Mnas se ajustasse ao desequlíbro. Essa dferença na velocdade de ajustamento sera, então, explcada pela presença dos custos de transação. Tal resultado é ratfcado quando se analsa o comportamento de curto prazo do preço do bo gordo em São Paulo. o contráro do que ocorre no regme 1, as varações de curto prazo do preço neste estado são nfluencadas pelos desvos do equlíbro de longo prazo, o que também deve ser explcado pela presença dos custos de transação. Nota-se, também, que no curto prazo os preços de São Paulo não são nfluencados pelas varações passadas do preço em Mnas, o que parece estar de acordo com a pressuposção de que este estado seja o prncpal formador de preços dessa commodty, comparatvamente ao estado de Mnas Geras. pós estmação do modelo TVEC, o que defnu dos dferentes regmes de ajustamento de preços, procedeu-se o teste de sgnfcânca estatístca do efeto threshold, testando-se a hpótese nula de um modelo VEC lnear contra a hpótese alternatva de um TVEC com dos regmes. realzação do teste de Chow 15 resultou numa estatístca F gual a 7,31. Os valores tabelados da dstrbução F são 2,04 e 1,67, aos níves de sgnfcânca estatístca de 1% e 5%, respectvamente. O resultado do teste ndca, portanto, que a hpótese de lneardade pode ser rejetada aos dos níves de sgnfcânca consderados, o que mostra que o efeto threshold é estatstcamente sgnfcatvo e, então, que o modelo TVEC é realmente mas adequado do que o modelo VEC lnear, freqüentemente utlzado nas análses de ntegração de mercados. Vale nformar, entretanto, que a dstrbução F padrão, conforme utlzada, não é a mas ndcada para esta 15 O procedmento adotado para realzação do teste de Chow encontra-se descrto, por exemplo, em Gujarat (2000, p. 257).

20 268 Integração espacal de mercados na presença de custos de transação: um estudo para o mercado de bo gordo em Mnas Geras e São Paulo análse, uma vez que não leva em consderação o fato de o parâmetro γ estar presente apenas sob a hpótese alternatva. Entretanto, mesmo que deva ser nterpretada como uma lmtação do presente estudo, a estatístca F calculada parece grande o sufcente para se rejetar a hpótese nula. 5. Conclusão partr das crítcas que têm sdo dreconadas às análses de ntegração de mercado que são baseadas apenas na relação entre os preços de commodtes, e que desconsderam as nfluêncas dos custos de transação, o presente estudo procurou verfcar os efetos de tas custos sobre a ntegração do mercado de bo gordo entre os estados de Mnas Geras e São Paulo. Para alcançar o objetvo proposto, fo especfcado e estmado um modelo de correção de erro vetoral com threshold (TVEC). vantagem de se utlzar tal metodologa se encontra no fato de ser possível consderar os efetos dos custos de transação sem a necessdade da mensuração dreta dos mesmos. Os resultados obtdos dão suporte à conclusão que são sgnfcatvos os custos de transação entre os mercados estudados. Sendo assm, o ajustamento de preços a eventuas mudanças nos preços relatvos se dá de manera dferencada, dependendo da magntude do desvo em relação ao equlíbro de longo prazo. Dessa forma, os resultados obtdos em análses que não levam tas custos em consderação podem não refletr o correto processo de transmssão de preços entre os mercados e, portanto, levar a decsões equvocadas. Meddas que vsem a redução dos custos de transação, como a melhora da nfra-estrutura de transporte e de comuncação, redução de taxas e despesas fnanceras, bem como de barreras técncas, podem contrbur para o aumento da ntegração dos mercados, o que possvelmente os tornaram mas compettvos. Para trabalhos posterores, sugere-se a extensão do presente estudo aos mercados dessa commodty em outros estados brasleros, prncpalmente aqueles mas dstantes dos estados de Mnas Geras e São Paulo, para os quas os custos de transação e, conseqüentemente, seus efetos sobre a ntegração devem ser anda maores que os verfcados na presente análse. Sugere-se, também, que algum método de smulação, como o proposto por Hansen e Seo (2002), seja utlzado para a aproxmação da dstrbução assntótca da estatístca de teste da hpótese de lneardade no processo de ajustamento de preços.

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25 Leonardo Bornack de Mattos, João Eustáquo de Lma e Vvan Slva Lro 273 PÊNDICE 1 threshold Tabela 1. Determnação do parâmetro γ determnante da var-cov dos resíduos Log. do determnante da var-cov dos resíduos nº observações regme 1 regme E E E E E E E E E E E E E E E E E E E E E E E E E E E E E E E E

26 threshold determnante da var-cov dos resíduos Tabela 1. Contnuação. Log. do determnante da var-cov dos resíduos nº observações regme 1 regme E E E E E E E E E E E E *** E E E E E E E E E E E E E Fonte: Resultados da pesqusa.