ANÁLISE DA FORMAÇÃO DOS PREÇOS RECEBIDOS PELOS SOJICULOTORES DOS ESTADOS DO RIO GRANDE DO SUL, PARANÁ E MATO GROSSO

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1 ANÁLISE DA FORMAÇÃO DOS PREÇOS RECEBIDOS PELOS SOJICULOTORES DOS ESTADOS DO RIO GRANDE DO SUL, PARANÁ E MATO GROSSO JOELSIO JOSÉ LAZZAROTTO; ADELSON MARTINS FIGUEIREDO; UNIVERSIDADE FEDERAL DE VIÇOSA VIÇOSA - MG - BRASIL jjlazzaroo@yahoo.com.br APRESENTAÇÃO SEM PRESENÇA DE DEBATEDOR COMERCIALIZAÇÃO, MERCADOS E PREÇOS AGRÍCOLAS ANÁLISE DA FORMAÇÃO DOS PREÇOS RECEBIDOS PELOS SOJICULOTORES DOS ESTADOS DO RIO GRANDE DO SUL, PARANÁ E MATO GROSSO RESUMO: Os preços do seor soja, bem como dos demais seores agropecuários, são sensíveis aos faores que promovem choques de ofera e de demanda, sobreudo os de ordem ecnológica, climáica, de políicas macroeconômicas e comerciais. Assim, os preços recebidos pelos produores brasileiros de soja dependem de vários faores inernos e exernos. Dessa maneira, o objeivo geral desa pesquisa foi analisar as principais variáveis que afeam os preços pagos pela soja produzida nos esados do Rio Grande do Sul, Paraná e Mao Grosso. Em ermos eóricos, adoou-se um modelo onde o preço inerno da soja é função das variáveis preço exerno, axa de câmbio e despesas líquidas com exporação, bem como do efeio sazonal. Após aplicação de eses de esacionaridade e de co-inegração, opou-se pela uilização do Mecanismo de Correção de Erros (MCE) na esimação dos modelos. Denre os principais resulados observou-se que os preços inernos recebidos pelos produores de soja em grão sofrem influências significaivas de odas as variáveis explicaivas conidas nos modelos, desacando-se como principais as variáveis axa de câmbio e preço exerno. Porano, fluuações inesperadas nos preços inernacionais de soja, bem como, fluuações da axa de câmbio podem afear significaivamene a renabilidade dos agriculores brasileiros. 1. INTRODUÇÃO Denre os seores produivos da economia, o agropecuário, esá enre os que apresenam ala sensibilidade dos preços frene a choques de ofera e de demanda. Diversos faores, sobreudo de ordens ecnológica e climáica, podem ocasionar choques de ofera, levando, com isso, a alerações na quanidade oferada de produos agropecuários. Quano aos choques de demanda, eles ambém podem ser decorrenes de uma gama de faores, como políicas comerciais, relacionadas com exporações e imporações, hábios e exigências dos consumidores, políicas moneárias e ouros. Como resulado final, os choques de produção e/ou consumo, devido aos seus impacos nos preços pagos pelos referidos produos, podem er grandes reflexos sobre a renabilidade das

2 aividades agropecuárias. Para o caso do Brasil, apesar de seu papel de desaque na produção agropecuária mundial, sua capacidade na deerminação dos preços dos produos desse seor é relaivamene pequena, comparaivamene a ouros grandes produores, como Esados Unidos e União Européia (Margarido e Barros, ). Considerando que o Brasil, aualmene, ocupa a posição de segundo maior produor e exporador mundial de soja grão, a realização de análises acerca da formação dos preços pagos aos sojiculores pode, enre ouras coisas, razer imporanes conribuições relacionadas com os graus de compeiividade e de fragilidade do seor sojícola nacional no conexo mundial. Parindo dessa jusificaiva, e admiindo que os preços recebidos pelos produores brasileiros de soja dependem de uma gama de faores inernos e exernos, foi esabelecido o problema de pesquisa. Porano, a realização dese esudo visou a obenção de resposas referenes, principalmene, a seguine quesão: quais os impacos, em ermos quaniaivos, de variações nas variáveis preço exerno, axa de câmbio e despesas líquidas com exporação, bem como o efeio sazonal, sobre os preços recebidos pelos sojiculores do Rio Grande do Sul, Paraná e Mao Grosso? Esses esados esão enre os principais produores da oleaginosa no País. Como objeivo geral, buscou-se analisar as principais variáveis que poderiam, ao longo do empo, afear os preços pagos pela soja produzida nos referidos esados brasileiros. Em ermos específicos, foram definidos quaro objeivos: 1) quanificar os impacos, medidos por meio de esimaivas de elasicidades, das variáveis explicaivas ciadas no problema de pesquisa sobre os preços recebidos pelos sojiculores; ) avaliar as diferenças que exisem, enre os rês esados, com relação a esses impacos; 3) verificar se, especialmene no longo prazo, as variações no preço exerno da soja grão são oalmene repassadas para o preço recebido pelos produores nacionais; e 4) deerminar se exise uma relação de equilíbrio de longo prazo enre as variáveis conidas no modelo esimado. Para aingir os objeivos, ese rabalho, além da inrodução, possui ouras cinco seções principais. Na seção dois, são feias algumas discussões acerca do complexo soja brasileiro. Os modelos eórico e analíico uilizados esão apresenados, respecivamene, nas seções rês e quaro. Para apresenar e discuir os resulados obidos, foi elaborada a seção cinco. As principais considerações finais dese esudo esão na seção seis.. CONSIDERAÇÕES SOBRE O COMPLEXO SOJA BRASILEIRO Nesa seção, que esá dividida em duas pares, são feias algumas considerações acerca do complexo soja brasileiro. Na primeira pare, são apresenados e discuidos alguns relevanes dados relacionados com a produção e as exporações dos produos desse complexo. Na segunda pare, é feia uma rápida análise de alguns imporanes rabalhos cieníficos, conduzidos no País, cujas problemáicas de pesquisa dizem respeio ao comporameno de preços dos produos do referido complexo..1. Aspecos relacionados com a produção e as exporações A produção mundial de soja esá concenrada, principalmene, na Argenina, no Brasil e nos Esados Unidos. Esses países, na safra 4/5, foram responsáveis por cerca de 8% da produção mundial dessa oleaginosa. A parir do Quadro 1 é possível observar que, enre 199 e 5, houve crescimenos alamene significaivos na exploração sojícola mundial, pois a área, a produção e a produividade mundiais cresceram, respecivamene, a axas de 3,79%, 5,18% e 1,33% ao ano. Enre os rês países que são os maiores produores, os crescimenos mais expressivos, em ermos relaivos, foram observados na Argenina e no Brasil, onde a produção de soja cresceu, respecivamene, 1,59% e 8,37% ao ano. QUADRO 1 - Área, produção e produividade de soja na Argenina, no Brasil, nos Esados Unidos e no mundo 1 Ano Argenina Brasil EUA Mundo Área Produção Produ. Área Produção Produ. Área Produção Produ. Área Produção Produ

3 TGC 9,17 1,59 1,3 5,91 8,37,33,3,98,93 3,79 5,18 1,33 Noas: 1 Área em mil hecares; produção em mil oneladas; e produividade em kg por hecare. TGC=axa geomérica de crescimeno. Fone: USDA (5). Para o caso do Brasil, que aualmene é o segundo maior produor do grão, os dados apresenados no Quadro 1 evidenciam, ambém, que o País possui ala compeiividade em ermos écnicos. Isso porque, mesmo com um crescimeno anual da ordem de 5,91% na área culivada com a oleaginosa, a produividade coninuou crescendo a axas (,33% ao ano) superiores às observadas nos demais países, demonsrando que o Brasil ainda possui recursos naurais, em excelenes condições, que podem ser incorporados ao processo produivo sem causar nenhum compromeimeno dos resulados écnicos. Esse significaivo crescimeno na produividade deve-se, ambém, ao fao de o País, ao longo das úlimas décadas, er realizado imporanes invesimenos na geração e difusão de ecnologias de alo nível, visando a adequada exploração sojícola em diversas regiões brasileiras. Quano à comercialização, com base nos dados do Quadro, pode-se verificar que exise grande dependência do País para com o mercado exerno de produos do complexo soja. No ano agrícola de 4/5, por exemplo, 4,1%, 58,7% e 45,5%, respecivamene, das produções de soja grão, farelo e óleo bruo foram desinadas a esse mercado. Ao se considerar as exporações em ermos de equivalene grão 1, se observa que em orno de 74% da produção gerada pelo complexo soja são dependenes de consumidores exernos. QUADRO - Percenuais de exporação de produos do complexo soja brasileiro em relação à produção /98 a 4/5 Safra Grão Farelo Óleo bruo Equivalene grão 1997/98 9,6 63, 34,3 73, 1998/99 9, 63, 39,1 73, 1999/ 35,6 56, 6,8 73,3 /1 4,8 6,4 38, 78,9 1/ 38,1 61,8 39,7 76,9 /3 38, 61,7 46,9 7, 3/4 38,7 63,1 45,5 76,4 4/5 4,1 58,7 45,5 74, Fone: Elaborado a parir de dados da CONAB (5). Em ermos de axas geoméricas anuais de crescimeno das produções de soja grão, farelo e óleo bruo, enre 1997/98 e 4/5, elas foram, respecivamene, de 9,1%, 5,93% e 5,93%. Para as exporações, nesse mesmo período, as referidas axas foram de 14,5%, 1 Considera-se a medida de equivalene grão como a soma do volume exporado de soja grão mais o volume de farelo exporado, porém dividido por,77, pois uma onelada de grão permie ober cerca de 77% de farelo.

4 4 5,61%, 11,7% e 9,48%, respecivamene, para a soja grão, o farelo, o óleo bruo e as exporações em equivalene grão (Quadro 3). QUADRO 3 - Produção e exporação de produos do complexo soja brasileiro /98 a 4/5 (mil ) Safra Grão Farelo Óleo bruo Exporação Produção Exporação Produção Exporação Produção Exporação (eq. grão) 1997/ , 9.87, , 1.477, 3.99, 1.366,9.894, 1998/ , 8.917, , 1.431, 3.971, 1.551,8.463,8 1999/ 3.344, , , 9.375, 4.9, 1.7,9 3.69,6 / , , 18.51,5 11.7, , ,5 3.31,3 1/ , ,.63, , 4.873, ,8 3.6,1 /3 5.17, ,5.41, 13.6, 5.31,.485, ,7 3/ , ,7.949, , ,5.58, ,5 4/5 51.9,1.5,.831, 13.4, 5.491,.5, 37.9,6 Fone: Elaborado a parir de dados da CONAB Essa grande dependência para com o mercado exerno acaba consiuindo fore jusificaiva para a realização dese esudo. Isso porque pare-se do pressuposo de que os preços inernos do complexo soja são alamene influenciados por variáveis relacionadas com o comércio inernacional (especialmene a axa de câmbio e os preços exernos)... Esudos relacionados com os preços do complexo soja nacional Diversos esudos êm sido realizados com o inuio de avaliar aspecos relacionados com os preços pagos pelos produos do complexo soja nacional. Aguiar (199) analisou a formação de preços na indúsria brasileira de soja, para o período de 198 a Os resulados indicaram relação unicausais dos preços inernacionais do grão e do óleo bruo para os correspondenes produos nacionais. Para o farelo de soja, foi idenificada relação bicausal. Margarido, Fernandes e Turolla (), ao esimarem a elasicidade de ransmissão de preços no mercado de soja grão, enre julho de 1994 e seembro de 1, concluíram que os preços do grão de soja, no poro de Roerdam e no Brasil, são co-inegrados, ou seja, exise relação de equilíbrio de longo prazo enre esses dois mercados. Mais especificamene, no longo prazo, variações de preços do grão de soja no mercado exerno, de acordo com esses auores, seriam ransmiidas inegralmene para os preços dessa commodiy no mercado brasileiro, validando, assim, a lei do preço único. Ainda segundo esses auores, os resulados refleiriam as caracerísicas inerenes do mercado mundial de soja grão, que se caracerizaria por er ala ransparência quando comparado com ouros produos. Nesse senido, o nível de inervenção governamenal é muio menos inenso, comparaivamene a ouros mercados, como o do algodão. Essa observação foi, de cera maneira, corroborada pelo esudo de Barbosa, Margarido e Nogueira Junior () pois, ao analisarem, enre janeiro de 1985 e dezembro de, a elasicidade de ransmissão de preços no mercado brasileiro de algodão, consaaram que, no longo prazo, as variações nos preços inernacionais não eram oalmene ransmiidas para os preços domésicos no Brasil. Freias e al. (1) analisaram a ransmissão de preços do Poro de Roerdam, principal mercado consumidor de farelo de soja, sobre os preços de exporação dese subproduo no Brasil, nos Esados Unidos e na Argenina. A parir dos resulados, os auores concluíram que, ano os preços FOB na Argenina, quano os do aacado nos Esados Unidos, sempre respondem aos choques europeus insananeamene. Para o Brasil, os preços FOB absorveriam, de imediao, apenas pare dos impacos originados nas coações de Roerdam, sendo o resane efeivado após uma defasagem emporal de onze meses (Freias e al., 1). Mafiolei (1) efeuou esudo relacionado com causalidade e elasicidade de FOB (Free on Board) = preço no poro, iseno de free e seguro.

5 5 ransmissão de preços na cadeia agroindusrial da soja brasileira, na década de 199. Denre os principais resulados, idenificou relação causal das séries de preços exernos para as séries de preços inernos dos produos dessa cadeia. De acordo com os resulados, o auor ambém desacou a exisência de indicaivos sobre a grande rapidez de ransmissão de preços no seor. Margarido e al. (3) conduziram esudo para verificar os efeios que variações na axa de câmbio e nos preços inernacionais do grão de soja exercem sobre o preço do óleo desse produo, em nível de varejo, na cidade de São Paulo. Usando eses de causalidade, eles verificaram que as referidas variáveis, relacionadas com o mercado exerno, explicavam o comporameno do preço do óleo de soja para a cidade de São Paulo. No enano, os efeios seriam, exclusivamene, de curo prazo. Lovadine e Bacchi (5), ao esudarem a causalidade e a ransmissão de preços enre os mercados inerno e exerno de produos do complexo soja, observaram que exisem relações causais enre os preços domésicos e inernacionais do farelo e do óleo. Em ambos os casos, as variações nos preços inernos seriam anecipadas pelas dos preços exernos. Por ouro lado, não idenificaram relação causal enre os preços inerno e exerno do grão. Denre as conclusões principais, as auoras desacaram que, nos rês casos, exisem fores relações conemporâneas, sinalizando que os preços inernos são alamene dependenes dos exernos. De maneira geral, os rabalhos apresenados mosram que os preços pagos pelos produos do complexo soja brasileiro são foremene influenciados por variações nos preços exernos. No enano, foi verificado que muios dos modelos uilizados nas análises de elasicidade e/ou de causalidade relacionadas com os preços desse complexo, em geral, raam os preços inernos como uma função apenas dos preços exernos, ou seja, não incluem ouras variáveis que ambém poderiam er influências significaivas. 3. O MODELO TEÓRICO O modelo eórico uilizado nese rabalho foi consruído com base em fundamenos eóricos que envolvem relações enre preços inernos e exernos. Sendo os produos do complexo soja foremene dependenes do mercado inernacional, os pressuposos da lei do preço único, de cera maneira, podem ser incluídos no modelo em quesão. Segundo essa lei, nos mercados com concorrência, livres de cusos de ranspore e de barreiras oficiais ao comércio (como as arifas), bens idênicos, que são comercializados em países diferenes, devem ser vendidos pelo mesmo preço quando seus preços são expressos em ermos da mesma moeda (Krugman e Obsfeld, 5). A validade da referida lei esá direamene relacionada com o processo de arbiragem inernacional, que, a longo prazo, ende a igualar os preços nos mercados inerno e exerno. A arbiragem induz à elevação do preço no país de preços baixos, pois ocorre aumeno da quanidade demandada nesse país. Por ouro lado, provoca queda de preço no país com preços alos, devido ao excesso da quanidade oferada. O processo de arbiragem coninua aé que se obenha a igualdade de preços enre os dois países. Assim, caso a lei do preço único seja válida, os preços domésicos de deerminado produo, no longo prazo, devem ser iguais àqueles que prevalecem no mercado inernacional. Nesse caso, variações de preços no mercado exerno serão ransmiidas, proporcionalmene, aos preços praicados no mercado domésico, iso é, a elasicidade de ransmissão de preços será igual a um (Margarido, Fernandes e Turolla, ). Algebricamene, a referida lei pode ser represenada como (1): PI PE TC (1) onde: PI = preço domésico do produo i, no período ; PE = preço exerno do produo i, no período ; e TC = axa de câmbio nominal, no período. Conudo, pelo fao dessa lei levar em consideração apenas as variáveis PE e TC como deerminanes do preço no mercado domésico, para realizar ese esudo foi uilizado um modelo mais amplo. Isso porque o preço ao produor é foremene influenciado por ouras

6 imporanes variáveis, que esão relacionadas, sobreudo, com o prêmio e com as despesas de exporação (Moraes, ). Especialmene em relação ao prêmio, é imporane desacar que ele represena um iem que pode assumir valores posiivos ou negaivos. Caso o preço FOB (preço esabelecido no mercado exerno mais o prêmio de exporação) eseja acima da coação no mercado exerno, o prêmio será posiivo (o conrário ambém será verdadeiro). Assim, devido ao prêmio, o preço FOB recebido pelo exporador pode, por exemplo, ser reduzido ou aumenado em mais de 1%. Isso pode resular em grandes efeios sobre a renabilidade do exporador e do produor, especialmene para os produos que apresenam margens de comercialização basane baixas, como é o caso da soja (Moraes, ). Denre os diversos faores que afeam o prêmio, a parir de esudos de Aguiar (ciado por Moraes, ), podem ser desacados: as condições locais de ofera e demanda: quando a exporação ocorre em uma época em que a ofera do país exporador é ala, o valor ende a ser reduzido; as diferenças de qualidade: quando exisem diferenciais posiivos de qualidade de um país em relação a ouro, o primeiro ende a receber um prêmio maior; e a eficiência do poro exporador: como as despesas de ranspore maríimo, em geral, são pagas pelos imporadores, eses esarão disposos a pagar um prêmio maior caso o produo seja exporado por um poro mais eficiene (menor despesa). Quano às despesas relacionadas com exporações da soja grão, exisem esudos que mosram que o cuso de escoameno da produção inerna brasileira é, em média, 83% e 94% superior, respecivamene, aos observados nos Esados Unidos e na Argenina, que são os principais concorrenes do Brasil no mercado mundial dessa oleaginosa (Riva Neo, ciado por Jank, Nassar e Tachinardi, 5). Os alos cusos de ranspore acabam endo grandes reflexos negaivos sobre os preços recebidos pelos produores, especialmene aqueles localizados em regiões mais disanes dos poros (Hijjar, 4). Na definição do preço da soja pago ao agriculor nacional, a quesão da sazonalidade pode, ambém, er influência significaiva. Isso porque, a parir dos dados da Figura 1, pode-se verificar que, aualmene, o Brasil possui capacidade esáica para armazenar apenas cerca de 84% da produção nacional de grãos. Adicionalmene, ao se omar como base o período de 1991 a 4, se consaa que, enquano a produção de grãos cresceu a axas médias anuais de 4,81%, a capacidade de armazenameno dessa produção aumenou apenas a axas de 1,96%. Essa limiação é agravada ao se considerar que pare da infra-esruura de armazenameno do País não apresena condições adequadas para receber e acondicionar os produos agrícolas. Diane desse quadro, Lima, Branco e Caixea Filho (5) ressalam que veículos de ranspore, como caminhões, rens e embarcações, ornam-se silos móveis para armazenar a maior pare da produção nacional, logo após a colheia, aé a sua chegada às indúsrias ou aos erminais exporadores. Segundo esses auores, a baixa capacidade de armazenameno dificula os ganhos especulaivos advindos da variação sazonal dos preços de commodiies agrícolas, o que acaba propiciando baixa capialização por pare do produor nacional. 6

7 7 14. mil Capacidade de armazenameno Produção de grãos Fone: Evolução...(5) e Brasil...(5). FIGURA 1 - Produção de grãos e capacidade esáica de armazenameno no Brasil (mil ). A fala de silos nos próprios esabelecimenos produores de soja, ambém, resula em um pico de demanda por serviços de ranspore no período de colheia e, como conseqüência, observa-se a elevação dos valores de free, principalmene, enre os meses de março a junho. A baixa capacidade de armazenameno, em nível de propriedades rurais, pode ser comprovada quando se analisa a capacidade de armazenagem dos produores de países com melhores condições nesse ipo de infra-esruura. Enquano no Brasil a capacidade de armazenameno de grãos nas fazendas corresponde a apenas 9% da capacidade oal disponível, nos Esados Unidos e no Canadá a maior pare da capacidade de armazenagem concenra-se nos esabelecimenos rurais (Figura ) (Branco e Caixea Filho, 4). 1% 9% 17% 8% 7% 44% 6% 5% 4% 91% 83% 3% % 1% % 9% 56% Brasil Esados Unidos Canadá Capacidade fora das propriedades Capacidade nas propriedades rurais Fone: Beskow, Canadian Graim Comission e USDA (ciados por Branco e Caixea Filho, 4). FIGURA - Capacidade de armazenameno nas propriedades rurais e fora delas - Brasil, Esados Unidos e Canadá. Diane desses pressuposos, para ornar o modelo eórico mais próximo da realidade relacionada com os preços recebidos pelos produores brasileiros de soja, ou seja, analisar o impaco que diferenes variáveis, de ordem inerna e exerna, êm sobre esses preços, foi adoado um modelo eórico mais amplo (), que consise, basicamene, em uma ampliação da

8 8 modelo relacionado com a lei do preço único. Essa ampliação é, ambém, jusificada pelo fao de se buscar idenificar aspecos deerminanes de diferenças nos preços recebidos pelos sojiculores localizados em imporanes regiões brasileiras produoras da oleaginosa. PI PE TC DL Saz () onde: PI = preço recebido pelos produores de soja 3 (R$/sc), no período ; PE = preço exerno da soja, esabelecido na Bolsa de Chicago (CBOT) (US$/sc), no período ; TC = axa de câmbio nominal (R$/US$), no período ; DL = despesa líquida inerna para exporação da soja grão (R$/sc), no período ; e Saz = variável binária para capar possíveis diferenças de preços recebidos pelos produores enre o primeiro e o segundo semesres (Saz = para o primeiro semesre; Saz = 1 para o segundo semesre). Sobre a variável DL, é imporane fazer duas observações: 1) essa variável represena o somaório de um conjuno de variáveis referenes a despesas com exporação, do qual se desconou o valor pago pelo prêmio referene a essa aividade comercial: DL Fr P Co Cr Pr (onde: Fr, P, Co e Cr correspondem, respecivamene, a despesas com free, poro, comissões e correagem do câmbio; e Pr represena o valor do prêmio, em reais); e ) a variável foi consruída dessa forma para ornar o modelo, ao mesmo empo, mais amplo e operacional. O uso dessa variável permie, de cera maneira, avaliar se apenas as receias relaivas ao prêmio, ao longo do empo, poderiam compensar as demais despesas com exporação da soja grão. 4. O MODELO ANALÍTICO Nesa seção são apresenados os procedimenos meodológicos relacionados com o modelo analíico uilizado. Esses procedimenos são referenes a alguns ponos principais: dados e recurso compuacional uilizados; o modelo esaísico e as hipóeses esadas; eses de esacionaridade e de co-inegração; o mecanismo de correção de erros; e eses de auocorrelação e de especificação de modelos Fones de dados e recurso compuacional uilizado Para analisar o comporameno dos preços pagos aos produores de soja dos esados do Rio Grande do Sul, Paraná e Mao Grosso, que são represenados, respecivamene, pelos municípios de Passo Fundo, Cascavel e Rondonópolis, foram uilizados dados mensais (séries emporais), que compreendem o período de seembro de 1999 a ouubro de 5, relaivos às variáveis conidas no modelo eórico (Quadro 4). QUADRO 4 - Variáveis e fones de dados uilizadas. Variável Fones Preços da soja grão no mercado inerno Safras&Mercado e FGV Preços da soja grão no mercado exerno Safras&Mercado e FGV Valores dos prêmios de exporação Safras&Mercado e ABIOVE Despesas relacionadas com exporação Safras&Mercado Taxa de câmbio nominal Safras&Mercado e FGV Para desenvolver os procedimenos economéricos, uilizou-se o sofware EViews O modelo esaísico em nível e as hipóeses eóricas Para capar possíveis desvios decorrenes de variáveis não inroduzidas no modelo eórico, foi adicionado, à equação (), um ermo de erro aleaório ( u ). Além disso, pelo fao de um modelo log-log fornecer direamene as elasicidades 4, a equação () foi reescria como (3): 3 Para aingir os objeivos do rabalho, foram esimados modelos para as praças de Rondonópolis, Cascavel e Passo Fundo. Isso porque, enre essas praças, exisem imporanes diferenças nas variáveis PI e DL. 4 Elasicidade é uma medida de sensibilidade, ou seja, uma medida da variação percenual que ocorre em uma variável dependene em decorrência de uma deerminada variação, ambém, percenual em uma variável independene (Binger e Hoffman, 1998).

9 9 ln PI ln PE lntc ln DL Saz (3) onde: segue a disribuição normal, com média zero e variância consane ( ~ N(, )), e não se correlaciona com os resíduos de ouros períodos ( E( i, j ) ), e ampouco com nenhuma das variáveis explicaivas conidas no modelo ( E( PE, ) E( TC, ) E( DL, ) ). Porano, em ermos de modelo esaísico, pare-se da premissa de que o preço recebido pelos produores brasileiros de soja é função do preço exerno, da axa de câmbio nominal, das despesas líquidas inernas com exporação, da época de venda do produo e do ermo de erro. Logo deve-se esimar o modelo (4): ln PI 1 ln PE 3 lntc 4 ln DL 5Saz (4) Em relação aos coeficienes, em-se o 1, que é uma consane, que não possui grande significado em ermos de análise econômica. corresponde à elasicidade do preço inerno em relação ao preço exerno. Quando o valor de é igual a um, significa que variações no preço inernacional são plenamene ransmiidas para o preço inerno; por ouro lado, quando o valor é igual a zero, isso implica que variações do preço exerno não conduzem a nenhum ipo de resposa do preço domésico, e a economia do país é compleamene fechada (Margarido, Fernandes e Turolla ). 3 e 4 represenam, respecivamene, as elasicidades do preço inerno em relação à axa de câmbio e às despesas líquidas inernas relaivas à exporação da soja grão. 5 consiui o efeio sazonal (primeiro ou segundo semesre) sobre o preço inerno. Com relação às hipóeses referenes aos coeficienes, em-se: H H H H, 3, 4 e 5 H1 H1 H1 H1 sendo: H hipóese nula (ausência de efeio esaísico significaivo); e H1 hipóese alernaiva (presença de efeio esaísico significaivo). Deve-se desacar que, o modelo esaísico (4) só pode ser esimado dessa forma caso odas as variáveis que o compõem consiuam séries emporais esacionárias em nível. Sobre essa quesão, são realizadas discussões no próximo iem Tese de esacionaridade No esudo de séries emporais, uma das condições fundamenais para que se possa confiar nos resulados esimados é que essas séries apresenem processos esocásicos esacionários. Um processo esocásico é dio ser esacionário quando os valores relaivos às suas média e variância são consanes ao longo do empo, bem como o valor da covariância, enre dois períodos de empo, depende apenas da disância ou defasagem enre esses períodos, e não do período de empo efeivo em que a covariância é ulada (Gujarai, ). Denre os diversos eses empregados para avaliar a esacionaridade de uma série emporal, em-se o Dickey-Fuller Aumenado (ADF), que é uilizado para esar a presença de raiz uniária, que consiui uma siuação de não esacionaridade (5). Y n 1 Y i i1 T Y (5) onde: é o operador de primeira diferença ( Y Y Y 1); é o ermo de inercepo; T é a endência; ( 1), represena o coeficiene de ese da presença ou ausência de raiz uniária; Y i é a própria variável dependene, diferenciada e defasada, cujo objeivo é eliminar a possibilidade de presença de auocorrelação dos resíduos; e é a esruura de erros, que se pressupõe er média zero, variância consane e ausência de auocorrelação. Conforme pode-se verificar, na expressão (5) esão presenes o ermo de inercepo e a

10 1 variável endência. No enano, ao uilizar o ese de ADF poderá ser necessário esar, ambém, variações na referida expressão, ou seja, esar a presença de raiz uniária por meio da esimação de ouras duas expressões: em uma delas exclui-se apenas a variável endência e na oura excluise, além dessa variável, o ermo de inercepo. Com base na auo-regressão (5), esam-se as hipóeses nula ( H : ) e alernaiva ( H 1 : 1). Se a hipóese nula não for rejeiada ( ulado < abelado ), a série da variável Y é não-esacionária em nível, exisindo, porano, o problema de raiz uniária (Fava, ; Lükepohl e Kräzig, 4). Com base no ese de ADF, pode-se, porano, idenificar a ordem de inegração de uma deerminada série, ou seja, qual é a ordem de diferenciação que orna a série esacionária (exemplo: I(1), indica que a série é esacionária na primeira diferença). Para definir o número de defasagens empregadas na realização dos eses de ADF, nese rabalho foi uilizado o criério de SBC (SCHWARZ Bayesian Crierion), com o inuio de minimizar a possível presença de auocorrelação nos resíduos Teses de co-inegração Quando são esimados modelos uilizando, por exemplo, a primeira diferença das variáveis, visando, com isso, eliminar a presença de um processo de endência esocásica, são perdidas propriedades preciosas, relaivas às relações de longo prazo enre as variáveis econômicas. No enano, esse problema pode ser solucionado caso as variáveis conidas no modelo aendam aos princípios da co-inegração: odas as variáveis conidas no modelo devem ser inegradas de mesma ordem; a combinação linear das variáveis do modelo deve resular em uma série cuja ordem de inegração seja menor do que a das séries originais; as séries, ao longo do empo, devem maner uma disância aproximadamene consane, ou seja, elas devem se mover de forma basane sincronizada; e os erros esimados, obidos a parir do modelo com as variáveis em nível, devem ser esacionários (Fava, ; Greene, 1997). Em um modelo de regressão simples, quando se realiza o ese de Engle-Granger (EG) e se verifica que os resíduos são I(), as endências das duas variáveis (dependene e explicaiva) se anularão e, assim, elas erão o mesmo ipo de comporameno de longo prazo. Nesse caso, a regressão sobre os níveis das variáveis não irá gerar parâmeros inconsisenes, eliminando, assim, a possibilidade de correlação espúria enre elas (Gujarai, ). Enreano, para modelos de regressão múlipla o ese uni-equacional de EG é limiado. Isso porque podem exisir múliplos veores de co-inegração. Procurando solucionar esse problema, Johansen (ciado por Figueiredo, 4) propôs um procedimeno a parir do uso do méodo de máxima verossimilhança. A meodologia elaborada por esse auor permie esimar relações de co-inegração a parir de uma auo-regressão veorial reparamerizada, com p defasagens [VAR(p)] (6). X 1 X 1 p 1X p1 1X 1 (6) são erros idênica e onde: X é um veor (k x 1) de variáveis esocásicas; independenemene disribuídos, ou seja, que seguem a disribuição normal; e ', em que e são marizes (k x r), sendo r o poso da mariz, que é igual ao número de veores linearmene independenes ou co-inegrados. O número de veores de co-inegração corresponderá ao número de raízes caracerísicas (), esaisicamene diferenes de zero. Nesse caso, êm-se as seguines possibilidades: 1) o veor q é esacionário, enão r = k; ) q é esacionário e r = ; e 3) as marizes e exisem al que, ou seja, <r<k. Porano, para esar a co-inegração das séries emporais uilizadas nese rabalho, além do ese de EG (usado para verificar a esacionaridade dos resíduos obidos da equação (4)), foram uilizados os eses raço ) e de máximo auovalor ), proposos por ( raço ( max

11 11 Johansen e Juselius (ciados por Figueiredo, 4). Segundo esses auores, as hipóeses do ese raço são monadas de forma a verificar a exisência do número máximo de (r) veores co-inegrados, ou seja: H : r r e H1 : r r. Por ouro lado, a hipóese nula do ese de máximo auovalor é formulada de modo a verificar o número exao de veores de co-inegração, conra a hipóese alernaiva de exisência de r + 1 veores: H : r r e H 1 : r r 1. Os eses raço e máximo auovalor são denoados, respecivamene, por: p T ln( 1 ), com r,1,,..., p -1, e max T ln( 1 r 1), onde T é o raço ir 1 i número de observações e i são os auoveores esimados. Para os valores ulados, ano na esaísica raço quano na de máximo auovalor, que forem maiores do que os níveis críicos esabelecidos por Johansen e Juselius, rejeia-se H ( H : ausência de co-inegração). Sobre o ese de Jonhansen, é imporane, ambém, desacar que, para a sua realização, deve-se deerminar, inicialmene, a ordem das defasagens de X, pois esse ese em como base a seguine hipóese: ao inroduzir um número suficiene de defasagens, é possível ober uma esruura de resíduos bem comporados, iso é, esacionários. Para a omada de decisão em relação ao número de defasagens que deveria ser aplicado para ober essa esruura, podem ser uilizados os criérios AIC (AKAIKE Informaion Crierion) ou SBC. Esse número é deerminado pelo menor valor do criério usado (Margarido, Fernandes e Turolla, ) O mecanismo de correção de erros (MCE) Assumindo que odas as variáveis explicaivas conidas no modelo (4) são I(1) e que, ambém, sejam co-inegradas, é possível esimar a equação (7), e dessa forma resolver o problema da perda das informações relaivas ao longo prazo. ln PI 1 ln PE 3 ln TC 4 ln Dl 5 Saz 6 Ed 1 u (7) onde: ln indica primeira diferença da variável logarimizada (logarimo naural); Ed -1 = erros defasados, obidos do modelo original, esimado em nível (4); e u = ermo de erro aleaório com as propriedades usuais. A inserção da variável Ed, no modelo esimado com as primeiras diferenças, consiui o próprio MCE. Isso porque a série de erros que foi incluída é que faz a ligação enre os valores de curo com os de longo prazo. Porano, o coeficiene 6, ao conrário dos demais s, que capam alerações de curo prazo na variável dependene, permie capurar o equilíbrio para o ajusameno de longo prazo, ou seja, o empo para eliminar as discrepâncias enre os valores efeivo e de longo prazo dessa variável. Como hipóese, se espera que esse coeficiene apresene sinal negaivo, garanindo, assim, que qualquer desequilíbrio sobre o preço inerno seja compensado por um movimeno inverso nessa variável (Gujarai, ) Tese para deecar a presença de auocorrelação Pelo fao de as séries emporais, em geral, apresenarem problemas de auocorrelação nos resíduos, violando, porano, a pressuposição ( u i, u j ) do modelo clássico de regressão linear, foi empregado o ese de Breusch-Godfrey (BG) para avaliar a possível presença desses problemas. Esse ese pare do pressuposo de que o ermo de perurbação u é gerado pelo esquema AR(p), ou seja, u 1 u 1 u pu p, sendo ~ N,. Logo, permie avaliar qualquer ordem de auocorrelação que eseja presene no modelo. A hipóese nula ( H ), esada por meio da esaísica F, é: 1... p, ou seja, no modelo não exise auocorrelação de nenhuma ordem (Gujarai, ; Lükepohl e Kräzig, 4). Para realizar o ese de BG, os resíduos ˆ gerados na esimaiva do modelo passam

12 1 a ser a variável dependene, que é, enão, regredida conra odos os regressores presenes no modelo original, mais os seguines regressores: ˆ 1, ˆ,..., ˆ p (Gujarai, ) Tese de especificação do modelo Para avaliar a especificação do modelo, foi uilizado o ese RESET (regression specificaion erros es). Ele é um ese geral para erros de especificação, que podem er diversas origens, como variáveis independenes omiidas, forma funcional incorrea, erros de medida em variáveis, erros de simulaneidade e inclusão de valores defasados da variável dependene quando os resíduos êm correlação serial. O RESET consise em esar um deerminado modelo em relação a alernaivas gerais não específicas, verificando se o modelo esimado viola ou não a seguine propriedade do modelo clássico de regressão linear: u ˆ y ˆ i i. Se esa propriedade for violada, indica que exise correlação serial enre os resíduos e a variável dependene esimada (Gujarai, ; Lükepohl e Kräzig, 4). Em ermos operacionais, de acordo com Verbeek (), o modelo esará correamene especificado se, dada a forma funcional alernaiva (8), a hipóese H não for rejeiada ( H ): Y X ' : 3 q ˆ ˆ ˆ v (8) 3 q Y 3Y qy onde: Y é uma variável dependene e X ' a mariz de veores das variáveis explicaivas. Não rejeiando H, o ermo de erro aleaório, v, segue a disribuição normal. A hipóese nula pode ser esada por meio do ese F Tese da resrição do coeficiene da variável preço exerno Para verificar se as variações no preço exerno da soja são, no longo prazo, oalmene repassadas para o preço inerno do produo, foi empregado o ese Wald. A parir desse ese, que permie examinar resrições lineares imposas aos coeficienes da regressão, pode-se verificar se o coeficiene da variável preço exerno é igual a 1 (a não rejeição dessa hipóese nula indica que, no longo prazo, as variações nos preços exernos são plenamene ransferidas para os preços inernos). Esse é um ese baseado nas regressões irresria (modelo compleo) e resria, que usa o ese F (9). Caso o F ulado seja menor do que o F abelado, não se rejeia a hipóese nula, ou seja, as resrições imposas fazem senido (EViews..., ). ( Rir Rr )/ m F (9) (1 R ) /( n k) onde: ir R ir = coeficiene de deerminação do modelo irresrio; R r = coeficiene de deerminação do modelo resrio; m = número de resrições; n = número de observações; e k = número de coeficienes esimados no modelo irresrio. 5. RESULTADOS E DISCUSSÃO Nesa seção, são efeuadas discussões sobre os resulados gerados com o emprego dos procedimenos descrios na seção anerior. A seção esá organizada em rês pares. Na primeira e na segunda, são realizadas análises, respecivamene, da esacionaridade e da coinegração das séries emporais. Na erceira, analisam-se os modelos esimados Análise da esacionaridade das séries Ao se analisar os resulados obidos com o ese de ADF (Quadro 5), pode-se verificar que, com níveis de significância variando de 1% a 1%, odas as séries, referenes aos rês municípios omados como objeos de esudo, são não esacionárias em nível. QUADRO 5 - Resulados dos eses de ADF sobre as séries mensais em nível Série Tese com o ermo de inercepo e sem a endência Município de Rondonópolis Tese com inclusão do ermo de inercepo e da endência Tese sem o ermo de inercepo e sem a endência

13 13 ab ab ab 1% 5% 1% 1% 5% 1% 1% 5% 1% PRond -1,638-3,54 -,9 -,589-1,797-4,91-3,473-3,164,9 -,597-1,945-1,614 DL -,37-3,54 -,9 -,589-3,68-4,91-3,473-3,164 -,8 -,597-1,945-1,614 PE -,96-3,54 -,9 -,589 -,576-4,91-3,473-3,164,16 -,597-1,945-1,614 TC -1,35-3,53 -,9 -,588 -,4-4,89-3,473-3,163,149 -,597-1,945-1,614 Série Tese com o ermo de inercepo e sem a endência Município de Cascavel Tese com inclusão do ermo de inercepo e da endência Tese sem o ermo de inercepo e sem a endência ab ab ab 1% 5% 1% 1% 5% 1% 1% 5% 1% PCasc -1,69-3,54 -,9 -,589-1,965-4,91-3,473-3,164,84 -,597-1,945-1,614 DL -3,449-3,59 -,94 -,59-3,87-4,97-3,476-3,166-1,55 -,598-1,945-1,614 Série Tese com o ermo de inercepo e sem a endência Município de Passo Fundo Tese com inclusão do ermo de inercepo e da endência Tese sem o ermo de inercepo e sem a endência ab ab ab 1% 5% 1% 1% 5% 1% 1% 5% 1% PPasf -1,634-3,54 -,9 -,589-1,745-4,91-3,473-3,164,86 -,597-1,945-1,614 DL -3,147-3,53 -,9 -,588-3,83-4,91-3,473-3,164 -,68 -,597-1,945-1,614 Noas: 1) os eses foram feios com odas as séries logarimizadas (logarimo naural); ) as séries PE e TC são as mesmas para os rês municípios; e 3) as denominações PRond, PCasc e PPasf correspondem, respecivamene, às séries de preços recebidos pelos produores de Rondonópolis, Cascavel e Passo Fundo. Fone: Resulados de pesquisa. Observando os resulados para deecar a presença de raiz uniária, com as séries logarimizadas e na primeira diferença, se consaa que odas são esacionárias nessa diferença, ou seja, são I(1) (Quadro 6). Diane disso, o modelo (4) não pode ser esimado, pois nese as séries esariam em nível. QUADRO 6 - Resulados dos eses de ADF sobre as séries mensais nas primeiras diferenças Série Município de Rondonópolis Rondonópolis Cascavel Passo Fundo ab ab ab 1% 5% 1% 1% 5% 1% 1% 5% 1% PI -5,57-4,91-3,473-3,164-5,67-4,91-3,473-3,164-6,144-4,91-3,473-3,164 DL -6,557-4,91-3,473-3,164-6,59-4,97-3,476-3,166-7,519-4,91-3,473-3,164 PE -5,93-4,91-3,473-3,164-5,93-4,91-3,473-3,164-5,93-4,91-3,473-3,164 TC -7,1-4,91-3,473-3,164-7,1-4,91-3,473-3,164-7,1-4,91-3,473-3,164 Noa: Os eses de ADF foram realizados apenas com a inclusão do ermo de inercepo e da endência. Fone: Resulados de pesquisa. 5.. Análise relaiva à co-inegração Pelo fao de odas as séries esudadas serem I(1), para verificar se as mesmas são ambém co-inegradas, foi realizado, primeiramene, o ese de EG. Com base nos dados do Quadro 7, pode-se verificar que os resíduos obidos a parir de modelos com as variáveis em nível, para os rês municípios, são esacionários, pois em-se: > ab. QUADRO 7 - Teses 1 de esacionaridade dos resíduos obidos a parir de esimaivas das

14 14 equações semelhanes a (4), para os rês municípios Município ab Rondonópolis -4,158-3,89 Cascavel -4,547-3,89 Passo Fundo -3,997-3,89 1 Tese de ADF sem o ermo de inercepo e sem a variável endência. Valor, a 1%, obido na abela esaísica desenvolvida por Engle e Granger (Seddighi e al.,, p. 85). Fone: Resulados da pesquisa. Os resulados obidos a parir dos Quadros 6 e 7 aponam para um equilíbrio de esado esacionário do erro esocásico, ou seja, uma relação de equilíbrio de longo prazo enre as variáveis. Assim, comprovada a mesma ordem de inegração das séries, bem como a esacionaridade dos resíduos, foi aplicado o ese de Johansen para verificar a presença de veores de co-inegração. A parir de análises dos resulados relaivos aos criérios de AIC e SBC 5, foram uilizadas duas defasagens para realizar esse ese, aplicado sobre as variáveis presenes nos modelos esimados dos rês municípios. Para o município de Rondonópolis, foi consaado apenas um veor de co-inegração aos níveis de significância de 1% e 5%, conforme esaísicas raço e de máximo auovalor. Quano aos resulados relaivos ao município de Cascavel, idenificou-se, ano pela esaísica raço (a 1% e a 5%), como pela de máximo auovalor (a 5%), a ocorrência de dois veores. Em relação às variáveis referenes ao município de Passo Fundo, o ese raço (a 5%) idenificou a presença de um veor de co-inegração (Quadro 8). QUADRO 8 - Resulados dos eses de co-inegração enre as séries conidas nas equações esimadas para os rês municípios Município de Rondonópolis Nº de veores de co-inegração Eigenvalue Traço Valor críico (5%) Valor críico (1%) **,389 54,77 47,1 54,46 1,134 19,795 9,68 35,65,83 9,578 15,41,4 3,47 3,414 3,76 6,65 Nº de veores de co-inegração Eigenvalue Máximo auovalor Valor críico (5%) Valor críico (1%) **,389 34,975 7,7 3,4 1,134 1,17,97 5,5,83 6,165 14,7 18,63 3,47 3,414 3,76 6,65 Município de Cascavel Nº de veores de co-inegração Eigenvalue Traço Valor críico (5%) Valor críico (1%) **,365 7,64 47,1 54,46 1**,356 4,18 9,68 35,65,16 1,74 15,41,4 3,47 3,18 3,76 6,65 Nº de veores de co-inegração Eigenvalue Máximo auovalor Valor críico (5%) Valor críico (1%) *,365 3,4 7,7 3,4 1**,356 9,494,97 5,5,16 7,56 14,7 18,63 3,47 3,18 3,76 6,65 Município de Passo Fundo Nº de veores de co-inegração Eigenvalue Traço Valor críico (5%) Valor críico (1%) *,9 5,661 47,1 54,46 1,6 6,359 9,68 35,65 5 Para ober os valores desses dois criérios, foi uilizado o sofware JMulTi 4.4.

15 15,73 8,17 15,41,4 3,38,753 3,76 6,65 Nº de veores de co-inegração Eigenvalue Máximo auovalor Valor críico (5%) Valor críico (1%),9 4,31 7,7 3,4 1,6 18,19,97 5,5,73 5,417 14,7 18,63 3,38,753 3,76 6,65 Noa: * e ** indicam, respecivamene, rejeição da hipóese quano ao número de veores de co-inegração nos níveis de significância de 5% e 1%. Fone: Resulados da pesquisa 5.3. Análise dos modelos esimadas Tendo em visa que as séries uilizadas nese rabalho foram co-inegradas, adoou-se o modelo (7) para esimar as equações para os rês municípios. Em relação a essas equações (Quadros 11, 1 e 13), inicialmene são apresenados os resulados referenes aos eses de auocorrelação e de especificação dos modelos. A parir do Quadro 9, pode-se verificar que as equações finais esimadas (baseadas no modelo (7)) não possuem problemas de auocorrelação. Isso porque, para as regressões dos rês municípios, não rejeiou-se a hipóese H ( H : ausência de auocorrelação). QUADRO 9 - Resulados do ese de BG relaivos às equações esimadas para os rês municípios Município F ulado NS para rejeiar H Rondonópolis,539,7766 Cascavel,1891,881 Passo Fundo,815,4471 Fone: Resulados da Pesquisa. Com base nos resulados apresenados no Quadro 1, evidencia-se, ambém, que os modelos esimados foram bem especificados. Isso se jusifica pois, uilizando o ese F, a hipóese H não foi rejeiada ( H : o modelo esá especificado adequadamene). QUADRO 1 - Resulados do ese RESET relaivos às equações esimadas para os rês municípios Município F ulado NS para rejeiar H Rondonópolis 1,339,316 Cascavel,361,8498 Passo Fundo,196,886 Fone: Resulados da Pesquisa. Anes de proceder a discussão sobre os resulados relaivos aos coeficienes ( s ), é imporane fazer algumas inferências sobre o ajusameno das regressões esimadas. De modo geral, pode-se considerar que as rês regressões (Quadros 11, 1 e 13) ficaram bem ajusadas, pois as variáveis explicaivas conidas nas mesmas explicam ao redor de 77%, 78% e 75% das variações na variável dependene (preços inernos do grão de soja), respecivamene, para os municípios de Rondonópolis, Cascavel e Passo Fundo. Esses valores são corroborados pela ala significância esaísica do ese F, ulado nas rês equações. Em relação aos coeficienes esimados, para os rês municípios eles foram odos esaisicamene significaivos, com nível de significância de aé 1% (a maior pare dos coeficienes foi significaiva a 1%), e apresenaram os sinais esperados. Porano, para odos os coeficienes esimados referenes às variáveis explicaivas conidas nas equações, rejeia-se a hipóese H, evidenciando, assim, que odas essas variáveis exercem efeio significaivo sobre os preços recebidos pelos sojiculores brasileiros. Parindo para análises mais específicas acerca dos coeficienes esimados, se verifica que o Brasil, embora seja o segundo maior produor mundial de soja, em os preços dessa

16 16 oleaginosa definidos, principalmene, na CBOT, fazendo com que a renabilidade do produor brasileiro eseja foremene arelada ao comporameno dos preços inernacionais. Isso se jusifica pois, de acordo com os resulados, uma variação de 1% no preço da soja na CBOT (PE), manendo consanes as demais variáveis explicaivas presenes nos modelos, leva a variações, na mesma direção, da ordem de,77%,,88% e,657% nos preços recebidos, respecivamene, pelos produores das regiões de Rondonópolis, Cascavel e Passo Fundo. Esses resulados, de cera maneira, esão próximos ao obidos por Lovadine e Bacchi (5), que esimaram um valor de,676% para essa mesma elasicidade relacionada à soja brasileira. QUADRO 11 - Resulados esimados para o município de Rondonópolis Variável Coeficiene Valor do coeficiene Erro padrão ulado p-valor do ese Inercepo 1 -,18 (***),1-1,746,86 ln PE,77 (*),83 8,79, lntc 3,74 (*),11 6,76, ln Dl 4 -,44 (***),7-1,666,1 Saz 5,36 (*),13,87,6 Ed 1 6 -,613 (*),135-4,541, AR(1) a 7,37 (**),17,168,34 Variável dependene = b ln PI F ulado = 36,38 R =,77 P-valor do ese F =, Noas: * significaivo a 1%; ** significaivo a 5%; e *** significaivo a 1%. a Variável auo-regressiva de ordem 1 inserida no modelo para corrigir o problema de auocorrelação dos resíduos. b Corresponde aos preços recebidos pelos produores da região de Rondonópolis. Fone: Resulados da pesquisa. Ao se considerar a axa de câmbio (TC), manendo consanes as demais variáveis, se consaa que ela consiui oura variável que exerce grandes efeios sobre os preços recebidos pelos produores brasileiros. Variações em 1% nessa produzem variações, no mesmo senido, de cerca de,74%,,83% e,965%, respecivamene, nos preços pagos pela soja nas regiões de Rondonópolis, Cascavel e Passo Fundo. Com relação à variável despesa líquida (DL), o seu coeficiene demonsra que, para os rês locais esudados, manidas consanes as demais variáveis presenes nos modelos, variações de 1% nessa variável provocam variações, em senido conrário, de,44%,,56% e,14%, respecivamene, nos preços da soja de Rondonópolis, Cascavel e Passo Fundo. Com relação a esses resulados, é imporane ressalar que, como a variável DL represena o somaório de um conjuno de variáveis de despesa com exporação, do qual se desconou o valor pago pelo prêmio referene a essa aividade comercial, as receias advindas do prêmio êm sido menores do que as despesas de exporação. QUADRO 1 - Resulados esimados para o município de Cascavel Variável Coeficiene Valor do coeficiene Erro padrão ulado p-valor do ese Inercepo 1 -,13 (***),7-1,81,73 ln PE,88 (*),76 1,656, lntc 3,83 (*),18 7,45, ln Dl 4 -,56 (*),1-4,63, Saz 5,4 (**),1,91,5 Ed 1 6 -,517 (*),94-5,481, Variável dependene = ln PI a F ulado = 47,5684 R =,7854 P-valor do ese F =,

17 17 Noas: * significaivo a 1%; ** significaivo a 5%; e *** significaivo a 1%. a Corresponde aos preços recebidos pelos produores da região de Cascavel. Fone: Resulados da pesquisa. A parir do uso da variável binária (Saz), pode-se verificar, ambém, que exise um diferencial, enre os semesres, nos preços da soja praicados no Brasil. No segundo semesre, que consiui o período de enressafra da produção nacional da oleaginosa, os preços endem a ser, em relação ao primeiro semesre, 3,6%,,4% e,9% maiores, respecivamene, nos municípios de Rondonópolis, Cascavel e Passo Fundo. QUADRO 13 - Resulados esimados para o município de Passo Fundo Variável Coeficiene Valor do coeficiene Erro padrão ulado p-valor do ese Inercepo 1 -,14 (***),7-1,949,55 ln PE,657 (*),81 8,17, lntc 3,965 (*),113 8,559, ln Dl 4 -,14 (***),8-1,69,95 Saz 5,9 (*),11,677,9 Ed 1 6 -,49 (*),88-4,666, Variável dependene = ln PI a F ulado = 4,4543 R =,751 P-valor do ese F =, Noas: * significaivo a 1%; e *** significaivo a 1%. a Corresponde aos preços recebidos pelos produores da região de Passo Fundo. Fone: Resulados da pesquisa. Os coeficienes analisados aé esse pono mosram relações de curo prazo enre as variáveis explicaivas e a dependene. Em ermos de equilíbrio de longo prazo, devem ser analisados os coeficienes 6 das rês regressões. A parir dessas análises, é possível verificar que as elasicidades dos coeficienes equilibradores de longo prazo são de -,613, -,517 e -,49. Esses resulados indicam que as discrepâncias enre os valores das elasicidades no curo e no longo prazos endem a ser corrigidos, a cada mês, em 61,3%, 51,7% e 4,9%, respecivamene, em Rondonópolis, Cascavel e Passo Fundo. Analisando de oura forma, esses resulados sugerem que, ao ocorrer um choque em alguma das variáveis explicaivas, o impaco oal dessa variação sobre o preço inerno da soja enderia a se esabilizar em um período de aproximadamene dois meses. Esses valores, de cero modo, esão de acordo com os obidos por Mafiolei (1) que, ao analisar os preços inernos como uma função dos preços exernos da soja, verificou ala rapidez na ransmissão das variações nesses preços para os primeiros (o período de ransmissão médio foi próximo de dois meses). Por fim, para verificar se a lei do preço único é válida ao se considerar o preço inerno da soja como uma função do preço esabelecido na CBOT, realizou-se o ese Wald. Observando os resulados disposos no Quadro 14, se consaa que, para os rês locais esudados, essa lei não é válida. Isso porque, a parir dos resulados da esaísica F, rejeia-se a hipóese H ( H : o coeficiene é, esaisicamene, igual a 1). Esses achados são indicaivos de que, no longo prazo, possivelmene por problemas de políicas comerciais adoadas, que causam ceras disorções no mercado mundial da soja grão, variações nos preços esabelecidos na CBOT não são oalmene ransferidas para os preços inernos. QUADRO 14 - Resulados obidos com o ese de resrição dos coeficienes Município F ulado NS para rejeiar H Rondonópolis 1,7443,17 Cascavel 6,3768,14 Passo Fundo 17,953,1 Fone: Resulados da pesquisa.

18 6. CONSIDERAÇÕES FINAIS A parir dos resulados e análises efeuados ao longo dese rabalho, é possível fazer algumas inferências imporanes acerca dos modelos esimados e das principais variáveis que afeam os preços recebidos pelos produores brasileiros de soja. Primeiramene, pôde-se consaar que o uso de regressões múliplas, baseadas no MCE, mosrou-se basane adequado para analisar os referidos preços, praicados nas principais praças do País relacionadas com as coações do produo. Isso porque, além do ese RESET evidenciar que as formas funcionais esavam bem especificadas, os resulados referenes aos ajuses e aos coeficienes jusificam a uilização do MCE. Adicionalmene, foi possível realizar uma análise mais ampla acerca de um conjuno de varáveis que poderia afear os preços pagos pela soja nacional, ampliando, assim, o conhecimeno eórico relaivo a esse campo de esudos. Analisando, de forma geral, as esimaivas realizadas, se observou que os preços em quesão, ao longo do empo, sofrem influências significaivas de odas as variáveis explicaivas conidas no modelo. Apesar dos diferenciais que exisem, sobreudo, nas despesas com exporação e nos preços praicados nos esados do Mao Grosso, Paraná e Rio Grande do Sul, ambém, não foram verificadas grandes diferenças nas elasicidades esimadas para os rês municípios represenaivos desses esados. A axa de câmbio e os preços exernos foram as variáveis que apresenaram os maiores efeios nos preços inernos. Sobre a axa de câmbio, a parir dos coeficienes de elasicidade esimados, pode-se afirmar que, uma desvalorização nessa axa, como vem ocorrendo nos úlimos anos, pode er grandes conseqüências negaivas para os sojiculores do País, compromeendo, assim, à renabilidade de muios desses agenes econômicos. Para os preços exernos, embora as esimaivas não validaram a lei do preço único, foi verificado que as elasicidades dos preços domésicos, frene aos exernos, ambém são alas. Isso evidencia que variações no mercado mundial de soja, que afeam os preços exernos, podem er reflexos alamene significaivos sobre os preços inernos. Essas observações permiem consaar, ainda, que o Brasil, apesar de ser o segundo maior produor e exporador mundial de soja grão (USDA..., 5), é omador de preços no mercado mundial dessa commodiy. Porano, choques na ofera e/ou na demanda mundiais de produos do complexo soja, que afeam os preços inernacionais, podem resular em significaivos impacos nos preços domésicos. Sobre esse pono, ao se efeuar uma breve análise relaiva ao comporameno dos esoques mundiais de produos desse complexo, enre 199 e 5, verifica-se uma siuação um ano insegura para o sucesso do agronegócio da soja no Brasil. Isso porque, de acordo com dados do USDA (5), foi observado que no referido período os esoques mundiais de grão e farelo de soja enderam a crescer, respecivamene, 6,46% e,4% ao ano. Esse aumeno nos esoques pode er conseqüências muio negaivas, pois pode ocasionar significaivas reduções nos preços praicados e, dessa forma, a viabilidade de muios empreendimenos nacionais, caracerizados por alos invesimenos, anos no seor de produção como no de indusrialização, poderá ficar compromeida. Para o seor de produção primária, quedas de preço podem ser mais danosas, uma vez que grande pare dos produores brasileiros de soja explora a sojiculura em grandes áreas e sob sisemas de produção caracerizados pelo monoculivo do grão. Os resulados ambém possibiliaram consaar que exise um diferencial decorrene de efeios sazonais, pois os preços praicados no segundo semesre endem a ser maiores nos rês municípios esudados. Conudo, esse diferencial, em geral, não em sido capado pelo produor brasileiro de soja, pois grande pare da produção sojícola, ainda, é comercializada logo após a colheia do produo (primeiro semesre), jusamene quando os preços são menores. Essa forma de comercialização, embora venha sofrendo mudanças, coninua predominando no cenário nacional devido a rês razões principais: 1) a maior pare dos agriculores brasileiros, apesar de possuir excelenes habilidade écnicas relacionadas com o 18

19 19 processo produivo, possui sérias deficiências em ermos de gesão, em que se incluem emas como cusos, análise de mercado e, principalmene, planejamenos em níveis esraégico, áico e operacional; ) aos conraos preesabelecidos com a indúsria fornecedora de insumos, que muias vezes obriga os produores, logo após a colheia, a fazerem a comercialização da produção para honrar seus compromissos financeiros; e 3) ao fao de a infra-esruura de armazenameno da produção agrícola brasileira ser, ainda, muio limiada. Por fim, pôde-se verificar que o empo de ajusameno, no senido de eliminar as discrepâncias enre os valores de curo e de longo prazo nos preços recebidos pelos sojicuores do País, ende a ser relaivamene pequeno. 7. REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS ASSOCIAÇÃO BRASILEIRA DAS INDÚSTRIAS DE ÓLEOS VEGETAIS ABIOVE. Disponível em: <hp:// Acesso em: 6 nov. 5. AGUIAR, D. R. D. Formação de preços na indúsria brasileira de soja - 198/89. Piracicaba: Escola Superior de Agriculura Luiz de Queiroz, Universidade de São Paulo p. (Disseração de Mesrado). BARBOSA, M. Z.; MARGARIDO, M. A.; NOGUEIRA JUNIOR, S. Análise da elasicidade de ransmissão de preços no mercado brasileiro de algodão. Nova Economia, Belo Horizone, v.1, n., p Jul./Dez.. BINGER, B. R.; HOFFMAN, E. Microeconomics wih ulus..ed. Massachuses: Addison-Wesley, p. BRASIL: produção de grãos. Disponível em: <hp:// Acesso em: 15 nov. 5. COMPANHIA NACIONAL DE ABASTECIMENTO CONAB. Acompanhameno da safra 4/5: sexo levanameno, ago./5. Disponível em: <hp:// Acesso em: 1 se. 5. EVIEWS 4 - user s guide. Unied Saes of America: Quaniaive Micro Sofware,. 711p. EVOLUÇÃO da capacidade esáica dos armazéns cadasrados. Disponível em: <hp:// Acesso em: nov. 5. FAVA, V. L. Teses de raízes uniárias e co-inegração. In: VASCONCELOS, M. A.; ALVES, D. (Coord.). Manual de Economeria: nível inermediário. São Paulo: Alas,, p FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS FGV. Disponível em: <hp://fgvdados.fgv.br>. Acesso em: 5 nov. 5. FIGUEIREDO, A. M. Diferenciação por origem na compeiividade das exporações mundiais da agroindúsria de soja, no período de 199 a. Viçosa: Universidade Federal de Viçosa p. (Disseração de Mesrado). FREITAS, S. M. de; MARGARIDO, M. A.; BARBOSA, M. Z.; FRANCA, T. J. F. Análise da dinâmica de ransmissão de preços no mercado inernacional de farelo de soja Agriculura em São Paulo, São Paulo, v.48, n.1, p

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