Evidências empíricas da lei de Thirlwall para os países da América do Sul

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1 Evidências empíricas da lei de Thirlwall para os países da América do Sul Náhaly Guisel Bejarano Aragon da Silva Graduada em Economia pela UFPB Rua Duque de Caxias, 1515, apo Cenro. Poro Alegre/RS. Cep: CPF: / Edilean Kleber da Silva Douorando em Economia Aplicada pela UFRGS Rua Duque de Caxias, 1515, apo Cenro. Poro Alegre/RS. Cep: CPF: Número do grupo de pesquisa: 3 Comércio inernacional Forma de apresenação: apresenação em seção sem debaedor

2 Evidências empíricas da lei de Thirlwall para os países da América do Sul Resumo: Ese rabalho busca avaliar empiricamene a validade da lei de Thirlwall para os países da América do Sul. Os objeivos específicos são: i) esar se as variáveis produo e exporações são co-inegradas e, por isso, dão supore à lei de Thirlwall; ii) esimar modelos de correção de erros para aqueles países onde se verifica uma relação de longo prazo enre o produo e as exporações com a finalidade de analisar a dinâmica de curo prazo enre esas variáveis. Os principais resulados são: i) apenas para Argenina, Brasil e Peru, as variáveis produo e exporações são co-inegradas, indicando que nesas economias há evidências da lei Thirlwall; ii) para Argenina, Brasil e Peru, os valores esimados para os coeficienes relacionados a variação das exporações foram esaisicamene significaivos e iguais a 0,085, 0,458 e 0,131, indicando que um aumeno de 10% na axa de crescimeno das exporações induz a um aumeno na axa de crescimeno do produo de aproximadamene 0,85%, 4,58% e 1,31%, respecivamene. O conjuno deses resulados indica que, para as economias da Argenina, Brasil e Peru, as exporações afeam posiivamene o produo ano no curo como no longo prazo. Palavras-chave: Lei de Thirlwall; exporações; países da América do Sul. 1. Inrodução Em 1979, Thirlwall publicou o arigo iniulado The balance of paymens consrain as an explanaion of inernaional growh rae differences apresenando um modelo Keynesiano em que o deerminane da renda real era as exporações. De acordo com o modelo de Thirlwall (1979), a cona correne do balanço de pagamenos é um imporane faor de resrição à expansão da demanda agregada e, conseqüenemene, do produo da economia. Iso ocorre porque um crescimeno coninuado do produo induz a aumenos no défici em cona correne que não podem ser financiados para sempre. Em razão diso, o seor exerno da economia, e em paricular, o crescimeno das exporações, orna-se a única maneira de aumenar a axa de crescimeno da economia no longo prazo de forma consisene com o equilíbrio do balanço de pagamenos. Ao longo da década de 90, vários rabalhos na lieraura econômica inernacional esaram empiricamene a validade da lei de Thirlwall. Aesoglu (1993) verificou a validade da lei de Thirlwall para os Esados Unidos no período ao observar que as axas esimadas de crescimeno do produo compaível com o equilíbrio do balanço de pagamenos apresenaram-se fechadas para as axas de crescimeno do produo auais. Aesoglu (1997) esou a lei de Thirlwall para a economia nore-americana no período de Ao consaar que as variáveis produo e exporações apresenaram uma relação de equilíbrio no longo prazo, o auor proporcionou novas evidências a favor da lei de Thirlwall nos Esados Unidos. Brid e Perez (1999) esaram a lei de Thirlwall para a América Cenral usando modelos de séries emporais e enconraram que, para a Guaemala, Cosa Rica e Nicarágua, as exporações influenciaram posiivamene o crescimeno do produo.

3 Para a economia brasileira, dois rabalhos empíricos podem ser desacados. Silva, Vergolino e Lima (2000) procuraram esar a lei de Thirlwall verificando a exisência de relações de longo prazo (ou co-inegração) enre o produo real e as exporações no período de Como não se observou co-inegração enre o produo real e as exporações, Silva, Vergolino e Lima (2000) rejeiaram a validade da lei de Thirlwall para o Brasil. Jayme (2001) esou a lei de Thirlwall para a economia brasileira no período de Aravés da esimação de regressões co-inegranes, ese auor verificou que o incremeno das exporações aumena o produo no longo prazo, dando assim supore à lei de Thirlwall. O objeivo dese rabalho é verificar empiricamene a validade da lei de Thirlwall para os países da América do Sul, especificamene, Argenina, Bolívia, Brasil, Chile, Colômbia, Equador, Paraguai, Peru e Venezuela. Os objeivos específicos são: i) esar se, para cada país, as variáveis produo e exporações são co-inegradas (ou seja, apresenam uma relação de equilíbrio no longo prazo) e, porano, dão supore à lei de Thirlwall; ii) esimar modelos de correção de erros para aqueles países onde se pode observar uma relação de longo prazo enre o produo e as exporações com o inuio de analisar a dinâmica de curo prazo enre esas variáveis. Para a consecução dos objeivos acima proposos, ese rabalho esá dividido em rês seções além desa inrodução. A segunda seção apresena o modelo macroeconômico apresenado por Thirlwall (1979) e faz uma revisão da lieraura empírica que esa a lei de Thirlwall. A erceira seção mosra as evidências empíricas da lei de Thirlwall para os países da América do Sul. Na quara seção, apresenam-se as conclusões do rabalho. 2. Modelo eórico Ese rabalho esá fundamenado eoricamene no modelo que foi expresso por Thirlwall (1979) para explicar a deerminação do crescimeno da renda de um país no longo prazo. O pono de parida do modelo é a condição de equilíbrio do balanço de pagamenos (BP) 1, dada por: X P = EPfM. (2.1) Onde: P é o preço das exporações em moeda domésica, P f é o preço das imporações em moeda esrangeira, X é o quanum exporado, M é o quanum imporado e E é a axa de câmbio. A razão P /E P f represena os ermos reais de roca. Expressando a equação (2.1) em ermos de axas de crescimeno, em-se: x + p = e + pf + m. (2.2) Onde as leras minúsculas indicam as axas de crescimeno das variáveis. De acordo com Thirlwall (1979), as funções de demandas por exporações e por imporações são dadas por: η θ X = ( P / PfE ) ( Yf ) (2.3) M ( PE f / P γ ) ( Y) π =. (2.4) Em que: Y f é a renda exerna, Y é a renda inerna, η é a elasicidade-preço das exporações, θ é a elasicidade-renda das exporações, γ é a elasicidade-preço das imporações e π é a elasicidade-renda das imporações. Por suposição, em-se que os parâmeros θ e π são 1 Thirlwall (1979), ao considerar que o fluxo de capiais é igual a zero, oma o equilíbrio na balança de ransações correnes como sendo o equilíbrio no balanço de pagamenos.

4 posiivos e γ e η são negaivos (Hieke, 1997). Expressando as variáveis das equações (2.3) e (2.4) em logarimo naural e diferenciando esas equações com respeio ao empo, pode-se apresenar as axas de crescimeno das exporações e imporações da seguine forma: x = η( p p e ) + θ y (2.5) f f m = γ ( pf + e p) + π y. (2.6) Subsiuindo as equações (2.5) e (2.6) em (2.2), e achando a axa de crescimeno do produo (y ), em-se: ( p pf e)(1 + η + γ) + θy (2.7) f y =. π Como desacado por Thirlwall (1979), se se considera que os ermos de roca não mudam ao longo do empo (ou seja, p pf e = 0 ), enão a equação (2.7) é reduzida a seguine expressão: θ y (2.8) f y =. π Observando ainda que θ y f = x pela equação (2.5), enão: * y = x / π (2.9) A equação (2.9) é a relação dinâmica do muliplicador do comércio exerno de Harrod, ambém denominada de Lei de Thirlwall (Aesoglu, 1993). De acordo com esa lei, a axa de crescimeno do produo real y * compaível com o equilíbrio do BP é deerminada pelo muliplicador dinâmico do comércio exerno (1/π) e pelo crescimeno das exporações. Assumindo que π é consane no empo, enão o crescimeno do produo real esá direamene relacionado a dinâmica das exporações do país Revisão da lieraura correlaa Na década de 90, vários rabalhos empíricos surgiram na lieraura econômica inernacional verificando a validade da lei de Thirlwall. Aesoglu (1993) esou a lei de Thirlwall para a economia nore-americana esimando axas médias de crescimeno do produo compaível com o equilíbrio do balanço de pagamenos (y * ) e comparando-as com as axas médias auais do crescimeno do produo (y). De acordo com ese auor, uma oal associação enre y * e y é uma evidência da validade da lei de Thirlwall. Dando início no período de 1955/70 e indo aé o período de 1975/90, os valores de y * foram calculados aravés da equação (2.9) para inervalos de dezesseis anos. O muliplicador dinâmico do comércio de Harrod (1/π) foi quanificado por meio da elasicidade-renda da imporação obida pela esimação da função de imporação. Os resulados obidos por Aesoglu (1993) mosraram primeiramene que: i) os valores esimados para a elasicidade-renda das imporações variaram enre 1,736 e 1,941; ii) nas funções de imporação esimadas, os preços relaivos não foram esaisicamene significanes, mosrando que esa variável não deém um papel imporane na deerminação da performance do balanço de pagamenos; iii) as axas de crescimeno esimadas para o produo real (y * ) apresenaram-se fechadas para as axas médias auais (y); iv) a aplicação do muliplicador dinâmico de comércio exerno de Harrod (ou a lei de Thirlwall) proveu uma explicação saisfaória das variações do crescimeno econômico de longo prazo da economia nore-

5 americana e mosrou que os preços relaivos não cumpriram papel imporane na deerminação do comporameno do balanço de pagamenos. Hieke (1997) propôs reconsiderar a validade da lei de Thirlwall para a economia dos Esados Unidos, discuindo os procedimenos de esimações de rabalhos aneriores e esando a imporância dos preços relaivos na função de demanda por imporação. Inicialmene, ese auor esimou uma função de demanda por imporação da seguine forma: ln M = a+ γ ln( TOT) + π log Y + u. (2.10) Onde TOT são os ermos de roca reais. Dado que as variáveis são séries emporais, Hieke (1997) ponuou que é necessário verificar a ordem de inegração desas variáveis, assim como, se a equação (2.10) é uma regressão co-inegrane. 2 Para iso, o auor aplicou os eses Dickey- Fuller (DF) e Dickey-Fuller Aumenado (ADF) nas variáveis e nos resíduos da regressão (2.10). Os períodos analisados foram , , , , , e Após verificar que odas as variáveis da regressão (2.10) foram esacionárias em primeira diferença, Hieke (1997) observou que apenas para os períodos de e a hipóese de não co-inegração não foi rejeiada, mosrando que os eses da lei de Thirlwall para a economia nore-americana não podiam ser baseados na esimação de uma única equação cobrindo odo o período pós-segunda Guerra. Hieke (1997) verificou ainda que a exclusão dos preços relaivos da função de demanda por imporação, como sugerido algumas vezes em ouros arigos (al como em Aesoglu, 1993) podia levar a um viés quaniaivo considerável na esimação de π e decorreria em erro de especificação do modelo. Por úlimo, ese auor esou a equação (2.9) e chegou a conclusão de que apenas para os períodos amosrais de , e a axa de crescimeno de equilíbrio do produo compaível com o equilíbrio do BP se aproximou da axa de crescimeno aual do produo. Aesoglu (1997) apresenou uma versão esocásica do modelo descrio na seção 2.1 e esou a lei de Thirlwall para os Esados Unidos no período de esimando a seguine equação: ln Y = (1/ π )ln X + ε (2.11) Onde: X é o valor real das exporações e Y é o produo real. De acordo com Aesoglu (1997), a co-inegração enre as variáveis X e Y aponariam para uma evidência a favor da validade da lei de Thirlwall na economia nore-americana. Os resulados obidos por ese auor indicaram que para os períodos , , e as variáveis X e Y coinegraram, ou seja, houve uma relação de longo prazo significaiva enre as exporações e o produo, dando validade ao modelo de Thirlwall. Brid e Perez (1999) objeivaram enconrar evidências empíricas acerca da lei de Thirlwall para os países que compõem a América Cenral no período de Dado o ineresse pela relação enre o crescimeno econômico, evolução das exporações e os ermos de roca, esses auores derivaram e esimaram a seguine equação: Δ log( y) = αδ log( x) + βδ log( p / epf) + u. (2.12) Em que: y é o produo real, x são as exporações, p /e p f são os ermos de roca, α = 1/ π e β = ( γ + 1)/ π. Em seguida, Brid e Perez (1999) esimaram axas médias de crescimeno do produo compaível com o equilíbrio do BP (y * ) e compararam com as axas médias auais de crescimeno do produo (y). De forma análoga a Aesoglu (1997), realizaram eses de esacionaridade das séries emporais (ese ADF) e verificaram se a equação (2.12) era uma 2 Os conceios de ordem de inegração de uma série emporal e co-inegração enre variáveis serão explicados mais dealhadamene na seção 3.

6 regressão co-inegrane (ese de Johansen). Os resulados obidos pelos auores foram que as axas de crescimeno do produo compaível com o equilíbrio do BP não diferiram subsancialmene das axas de crescimeno do produo observadas para a Guaemala, Cosa Rica e Nicarágua, dando supore a lei de Thirlwall no período analisado. Enreano, essa evidência empírica não pôde ser observada para El Salvador e Honduras. De acordo com Brid e Perez (1999), uma versão mais complea do modelo inroduzido por Thirlwall-Hussaim (1982) que capurasse a influência dos movimenos de capiais poderia dar uma melhor explicação ao crescimeno econômico desses dois países. No Brasil, dois rabalhos buscaram esar a lei de Thirlwall e chegaram a resulados oposos. Silva, Vergolino e Lima (2000) procuraram mosrar se a principal proposição do modelo de Thirlwall (iso é, as exporações deerminam o crescimeno do produo) era ou não compaível com o comporameno da economia brasileira no período de Para esimar a regressão (2.11), o procedimeno economérico seguido pelos auores foi verificar se o PIB real e o valor real das exporações eram variáveis co-inegradas. Para iso, uilizou-se o ese ADF para deerminar a ordem de inegração das variáveis e o ese de Johansen para coinegração. Os resulados das esimações mosraram que, embora o PIB real e as exporações apresenaram a mesma ordem de inegração, esas variáveis não co-inegraram. A explicação dos auores para essa ausência de relação de longo prazo enre exporações e produo foi que no Brasil, na maior pare da década de 80, observou-se um fore processo de ajuse com severa conenção de demanda agregada e o baixo crescimeno do PIB. Iso pode er conribuído para que os ganhos das exporações não influíssem de forma significaiva a rajeória do produo brasileiro. De forma análoga a Silva, Vergolino e Lima (2000), Jayme (2001) buscou verificar a validade da lei de Thirlwall para a economia brasileira no período de A meodologia adoada foi novamene verificar se as variáveis produo real e exporações eram co-inegradas. Os resulados obidos pelo auor foram que o produo real e exporações apresenaram uma relação de longo prazo sugerindo que uma políica de promoção das exporações em conjuno com uma esraégia de subsiuição de imporações poderia ser racional em ermos de prescrição políica já que isso levaria a um crescimeno do produo no longo prazo. 3. Evidência empírica da lei de Thirlwall para os países da América do Sul 3.1. Modelo economérico Nese rabalho, a esraégia empírica adoada para verificar empiricamene a validade (ou não) da lei de Thirlwall para os países da América do Sul é semelhane à uilizada por Aesoglu (1997). De acordo com ese auor, o modelo de Thirlwall em uma versão esocásica é formado por rês equações básicas 3 : ln X + ln P = ln E + ln Pf + ln M (3.1) ln M = π ln Y + γ (ln Pf + ln E ln P) + u (3.2) ln Y = (1/ π )ln X + ε. (3.3) Onde: ln denoa o logarimo naural, X são as exporações reais, M são as imporações reais, P é o preço das exporações, P f é o preço das imporações, E é a axa de câmbio nominal, Y é 3 Ese modelo é a versão esocásica do modelo maemáico apresenado na seção anerior.

7 o produo real e u e ε são ermos de erro ruído branco (iso é, com a média zero, variância consane e não auocorrelacionados). Como se observou na seção 2, a equação (3.1) é a condição de equilíbrio do balanço de pagamenos, enquano que a equação (3.2) é a função de demanda por imporações. Subsiuindo a equação (3.2) em (3.1), assumindo que os ermos de roca manêm-se consanes no longo prazo (iso é, lnp f + lne - lnp = 0) e resolvendo para o produo real, enconra-se a equação (3.3) que é a relação dinâmica do muliplicador do comércio exerno de Harrod, ou lei de Thirlwall. De acordo com (3.3), o produo real que é consisene com o equilíbrio do balanço de pagamenos é dado pelo muliplicador de comércio exerno (1/π), das exporações reais (X ) e do ermo de erro ε (= u /π) Esraégia empírica De acordo com Aesoglu (1997), uma evidência empírica a favor da confirmação da lei de Thirlwall diz respeio às variáreis lny e lnx serem co-inegradas, de modo que a equação (3.3) seja uma regressão co-inegrane e o coeficiene (1/π = β) seja o coeficiene de coinegração. Assim, a esraégia empírica consise em verificar primeiramene se o produo real e as exporações para os países da América do Sul (especificamene, Argenina, Bolívia, Brasil, Chile, Colômbia, Equador, Paraguai, Peru e Venezuela) são co-inegradas. De oura forma, esar-se-á se a equação (3.3) esimada para cada país esudado é uma regressão coinegrane. Se for verificado que a equação (3.3) para um dado país é uma regressão coinegrane, enão será esimado em seguida um modelo de correção de erros para analisar a dinâmica de curo prazo enre o produo real e as exporações. A TAB. 3.1 apresena os períodos considerados na esimação economérica para cada país esudado. Os diferenes anos iniciais para os países esudados, bem como a fixação do ano de 1999 como o úlimo período da amosra (exceo para o Equador e Paraguai), se deram em razão da disponibilidade dos dados. Tabela 3.1 Países e períodos analisados nese rabalho País Período Argenina Bolívia Brasil Chile Colômbia Equador Paraguai Peru Venezuela Fone: Elaboração da própria auora. As variáveis incluídas no modelo economérico foram:

8 a) Índice do valor real das exporações (X ): calculou-se o valor das exporações (em milhões de US$) a preços de 1995 uilizando o IPC dos Esados Unidos e elaborou-se o índice X delimiando 1995 = 100. b) Produo Inerno Bruo real (Y ): Com exceção do Brasil, omou-se como proxy do PIB real, o índice do volume do PIB (com 1995 = 100). Para o Brasil, calculou-se primeiramene o PIB real deflacionando o PIB nominal em US$ pelo IPC dos Esados Unidos e depois se consruiu o índice do PIB real omando 1995 = 100. Os dados anuais foram reirados do Inernaional Financial Saisics (2000) do Fundo Moneário Inernacional, do sie do Insiuo de Pesquisa Econômica Aplicada e da revisa Conjunura Econômica da Fundação Geúlio Vargas. Na esimação dos modelos, odas as séries de dados foram ransformadas em logarimos naurais Procedimenos economéricos Quando se esima uma regressão do ipo (3.3) em que se uilizam dados de séries emporais, inclui-se a possibilidade de ober resulados espúrios na regressão. As relações espúrias são freqüenes em variáveis econômicas em virude de endências comuns apresenadas por ais variáveis. Uma forma de se prevenir ese problema é verificando se as variáveis incluídas no modelo economérico são co-inegradas. De acordo com Thomas (1997), a análise de co-inegração enre variáveis pode ser dividida em duas eapas: i) verificar a ordem de inegração de cada variável individualmene; ii) esar se os resíduos da provável regressão co-inegrane são esacionários. Nas próximas sub-seções, procurar-se-á descrever um pouco deses conceios eóricos e dos eses uilizados nese rabalho Tese de raiz uniária Os dados de uma dada série de empo podem ser imaginados como sendo gerados por um processo aleaório (ou esocásico). Um ipo de processo esocásico que em recebido grande aenção e esudo na economeria de séries emporais é o chamado processo esocásico esacionário. Um processo esocásico é esacionário quando as suas média e variância se apresenam consanes ao longo do empo e o valor da auocovariância enre dois períodos de empo depende apenas da disância enre os dois períodos (Gujarai, 2000) 4. Se y é uma série emporal esacionária, em-se que: E( y ) = μ; (3.4) 2 2 VAR( y) = E( y μ) = σ ; (3.5) γ = E[( y μ )( y+ k μ )]; k=1,2,3... (3.6) Se uma dada série emporal não cumprir com as propriedades acima descrias, seja por alguma mudança na sua média, variância e/ou auocovariância no empo, enão esa série é chamada de não-esacionária. 4 Em séries emporais, ese ipo de processo esocásico é dio fracamene esacionário.

9 Exisem vários eses que podem ser aplicados para verificar se uma dada série emporal é ou não esacionária. O ese de raiz uniária é o mais popular na lieraura de séries emporais e, por isso, será o ese uilizado nese rabalho. Para compreensão do ese de raiz uniária, considere o seguine modelo: y = ρ y + u. (3.7) 1 Onde u é o ermo de erro ruído branco. Se ρ=1, enão a variável esocásica y apresena uma raiz uniária e, conseqüenemene, não é esacionária. Nese caso, a série emporal y é conhecida como um caminho aleaório (random walk). A equação (3.7) pode ser apresenada da seguine forma alernaiva: Δ y = ( ρ 1) y 1 + u Δ y = φ y + u. (3.8) 1 Em que φ = ( ρ 1) e Δ y = y y 1. As hipóeses nula e alernaiva a serem esadas na equação (3.8) são, respecivamene, H 0 : φ = 0 (ou seja, há uma raiz uniária e a série emporal é não esacionária) e H 1 : φ < 0 (a série emporal é esacionária). O procedimeno do ese consise em esimar por mínimos quadrados a equação (3.8) e verificar se o valor esimado de φ é esaisicamene igual a zero ou menor do que zero. Para iso, oma-se o valor calculado da esaísica (denominada de esaísica τ) referene ao φ esimado da equação (3.8) e comparase aos valores críicos abulados por Dickey e Fuller. Sendo o valor absoluo da esaísica τ menor do que o valor críico, rejeia-se a hipóese de que a série emporal é esacionária A ese ese dá-se o nome de ese Dickey-Fuller (DF). Se φ for de fao igual a zero, a equação (3.8) pode ser escria como: Δ y = y y 1 = u. (3.9) A equação (3.9) indica que a primeira diferença de uma série emporal com caminho aleaório é uma série emporal esacionária, pois u é, por hipóese, puramene aleaório. Se uma série emporal for diferenciada uma vez e a sua primeira diferença for esacionária, diz-se que a série original com caminho aleaório é inegrada de ordem 1, indicada por I(1). Se apenas a segunda diferença for esacionária, enão a série emporal original é inegrada de ordem 2, ou I(2). Em geral, se uma série emporal iver de ser diferenciada d vezes aé se ornar esacionária, enão ela é inegrada de ordem d ou I(d). Uma generalização do ese DF é o ese Dickey Fuller aumenado (ADF), que esá baseado nas seguines equações: m (3.10) Δ y = φy + ϕ Δ y + u 1 1 i= 1 Δ y = β + φy + ϕ Δ y +u i= 1 Δ y = β + β + φy + ϕ Δ y + u i= 1 m m (3.11) (3.12) Em que: Δ y 1 = ( y 1 y 2), Δ y 2 = ( y 2 y 3), Δy 1 = ( y 1 y i + 1), ou seja, aplicamos ermos de diferença defasados em que, o número deses a serem incluídos em cada regressão será deerminado de modo a ornar o ermo de erro não correlacionado serialmene. O criério de informação Schwarz (SBC) ambém é considerado na deerminação do número dos ermos de diferença defasados. As equações (3.10) e (3.11) diferenciam-se da equação (3.12) porque excluem o ermo consane (β 1 ) e a variável endência ().

10 Nas equações (3.10), (3.11) e (3.12), as hipóeses nula e alernaiva a serem esadas são, respecivamene, H 0 : φ = 0 e H 1 : φ < 0. De forma análoga ao ese DF, o ese ADF consise em omar os valores calculados da esaísica τ referene aos φ esimados de cada regressão (3.10, 3.11 e 3.12) e compará-los aos valores críicos abulados por Dickey e Fuller. A esaísica τ refere-se agora à esaísica Dickey-Fuller Aumenada, sendo escria como ADF(k), onde k é o número de ermos de diferença incluídos do lado direio das regressões (3.10), (3.11) e (3.12). Se o valor absoluo da esaísica ADF for menor do que o valor críico, rejeia-se a hipóese de que a série emporal seja esacionária, fazendo-se necessário esar a presença de raiz uniária para a primeira diferença desa série emporal. Se a primeira diferença for esacionária, enão a série emporal considerada é I(1) Co-inegração Variáveis econômicas emporais quando não-esacionárias podem razer ao modelo regredido do qual fazem pare o problema da regressão espúria. Nese caso, os resulados da regressão esimada pelo méodo dos mínimos quadrados podem ser enganosos, já que há uma relação alamene significaiva enre as variáveis do modelo (alo R 2 ) e os valores da esaísica são elevados. Uma caracerísica da regressão espúria é o baixo valor da esaísica d de Durbin-Wason. Uma boa regra práica para suspeiar que a regressão esimada sofre de 2 regressão espúria é o resulado de que o R >d da regressão esimada (Gujarai, 2000). Uma vez comprovado que a regressão é espúria, os procedimenos dos eses e f usuais não serão mais válidos (Gujarai, 2000; Thomas, 1997). Uma forma de resolver o problema de regressão espúria é verificar se as variáveis incluídas no modelo economérico são co-inegradas. Quando duas ou mais séries emporais são co-inegradas, a combinação linear desas variáveis é esacionária, o que indica que há uma relação de longo prazo ou de equilíbrio enre elas. Para uma explicação sobre co-inegração, considere a seguine equação: y = β0 + β1x + u. (3.14) Onde: u = y β0 β1x. (3.15) Observa-se que u é uma combinação linear de x e y. Se x e y forem inegradas da mesma ordem (ou seja, se x e y forem ambas I(d)) e u for I(0), enão x e y são co-inegradas (Thomas, 1997). Na linguagem da eoria da co-inegração, uma regressão como (3.15) é conhecida como regressão co-inegrane e o parâmero β 1 é o parâmero co-inegrane. Viso que não se conhecem os parâmeros populacionais β 0 e β 1 na equação (3.15), os valores de u são ambém desconhecidos. Dado ese problema, emos que esimar por mínimos quadrados a seguine equação: ~ ~ (3.16) y = β 0+ β1x + e. Como u é desconhecido, pode-se esimá-lo pela equação (3.16) da seguine forma: ~ ~ (3.17) e = y β β x. 0 1

11 Verificado que as variáveis x e y são inegradas de mesma ordem, o passo seguine é esar se os resíduos e são esacionários. Para iso, esima-se a seguine equação 5 : * * * Δ e = φ e i + φ1δ e 1+ φ2δ e v. (3.18) Sob as seguines hipóeses H 0 : φ * = 0 e H 1 : φ * < 0, se o valor absoluo da esaísica τ (ou ADF) referenes a φ * forem maiores do que o valor críico, diz-se que é I(0), implicando que x e y são variáveis co-inegradas. O ese ADF uilizado para verificar a esacionaridade dos resíduos é conhecido como ese de Engle-Granger aumenado (Gujarai, 2000). Cabe ressalar que, como e depende do parâmero co-inegrane β 1 esimado, os valores críicos esabelecidos para os eses DF e ADF não são adequados (Gujarai, 2000). MacKinnon (1991,1994) calculou os valores críicos para esar a esacionaridade dos resíduos considerando co-inegração enre aé seis variáveis. MacKinnon (1996) esendeu a possibilidade de co-inegração enre aé doze variáveis e apresenou um sofware para calcular os valores críicos para esar a esacionaridade dos resíduos Modelo de correção de erros (MCE) Viu-se que, quando e é esacionário e as variáveis x e y são inegradas de mesma ordem, x e y são co-inegradas, ou seja, apresenam uma relação de equilíbrio no longo prazo. Todavia, no curo prazo pode exisir desequilíbrio. Nese caso, os resíduos e na equação (3.17) são esimaivas do erro do equilíbrio (u ) e pode ser usado para ligar o comporameno no curo prazo da variável y com o seu comporameno no longo prazo. O modelo de correção de erros (MCE) corrige quano aos desequilíbrios de curo prazo em direção ao equilíbrio de longo prazo. Um exemplo de MCE pode ser expresso por: Δ y = lagged( Δy, Δx) λe 1 + ε. (3.19) Onde: Δy é a primeira diferença de y, lagged(δy, Δx ) são defasagens das variáveis y e x incluídas no MCE, e -1 é o valor defasado em um período dos resíduos da regressão (3.16), λ é um parâmero de ajuse de curo prazo e ε é um ermo de erro NID (0, σ 2 ) Resulados empíricos No presene rabalho, os resulados empíricos foram analisados na seguine ordem: 1. fez-se uma breve comparação enre as axas médias de crescimeno do produo e das exporações para os países esudados; 2. realizaram-se eses ADF para as variáveis produo (y ) e exporações (x ) de cada país, no inuio de deerminar as suas ordens de inegração; 3. observada a mesma ordem de inegração para y e x, verificou-se se esas variáveis coinegraram por meio da realização do ese ADF para os resíduos da regressão co-inegrane; 4. por fim, esimaram-se modelos de correção de erros para analisar a dinâmica de curo prazo enre o produo e exporações naqueles países onde se consaou empiricamene a validade da lei de Thirlwall. e 5 Como os resíduos esimados apresenam média zero e não se espera que eles enham endência, enão não se inclui na equação (3.18) o ermo consane e uma variável de endência deerminísica (Thomas, 1997).

12 A TAB. 3.2 apresena as axas médias de crescimeno do produo (y ) e das exporações (x ) dos países da América do Sul esudados. Os dados indicaram que há uma relação posiiva enre as axas de crescimeno do produo e das exporações para o Brasil, Chile, Colômbia, Equador, Paraguai e Peru já que eses mosraram alas axas de crescimeno para ambas variáveis. No caso da Bolívia, observou-se uma axa de crescimeno baixa ano para o produo como para as exporações. Dois casos conrários aos aneriores foram à Argenina e a Venezuela em que, embora a axa de crescimeno das exporações enha sido elevada, o crescimeno do produo foi relaivamene baixo. Tabela 3.2 Taxas médias de crescimeno do produo (Y) e exporações (X) Países Y X Argenina 2,08 (5,07) 5,32 (18,54) Brasil 4,60 (16,33) 5,03 (18,03) Bolívia 2,97 (3,10) 2,87 (21,61) Chile 4,02 (5,60) 6,37 (20,95) Colômbia 3,95 (2,55) 5,63 (14,16) Equador 4,64 (5,16) 6,96 (23,51) Paraguai 4,52 (3,43) 5,25 (21,74) Peru 3,64 (5,03) 4,14 (15,47) Venezuela 3,33 (4,32) 19,77 (46,58) Fone: Calculado pelos auores a parir dos dados do FMI (2000). Noa: Valores enre parêneses referem-se aos desvios-padrão. Não obsane os resulados do parágrafo acima sugerirem que os países com alas axas de crescimeno das exporações lograram maiores elevações nos seus produos, é necessário apresenar evidências empíricas mais robusas a favor (ou não) da lei de Thirlwall. Para iso, se verificará se o produo e as exporações de cada país apresenam uma relação de longo prazo (ou co-inegram). A TAB. 3.3 apresena os resulados dos eses de raiz uniária das variáveis y e x para cada país esudado. As segunda e erceira colunas desa abela apresenam os valores ADF calculados e os seus respecivos p-values. Como as variáveis produo e exporação não apresenaram média zero e ausência de endência, uilizou-se o ese ADF com consane e endência (ADF c ). Os p-values foram calculados aravés do programa Urcdis (ver Mackinnom, 1996). A ordem óima da defasagem (k) foi delimiada com base no criério de informação Schwarz (SBC) e ambos esão apresenados nas quara e quina colunas. Na sexa e séima colunas mosram-se os p-values referenes aos valores calculados da esaísica Ljung-Box para esar auocorrelação dos resíduos de primeira e quara ordem. Para odos os países, rejeiou-se a hipóese de auocorrelação nos resíduos. Os resulados dos eses de raiz uniária mosraram que para a Argenina, Brasil, Equador, Peru e Venezuela as séries emporais produo e exporações foram inegradas de primeira ordem, ou seja, apenas a primeira diferença desas variáveis foram esacionárias. (ver TAB. 3.3). Para o Chile e o Paraguai, a série produo foi não-esacionária, enquano que não se pôde deecar a presença de raiz uniária nas exporações. No caso da Bolívia, apenas o produo apresenou-se esacionário em nível. Para a Colômbia, consaou-se que a variável x foi inegrada de primeira ordem, enquano que y foi esacionária somene em segunda diferença.

13 Tabela 3.3 Tese de raiz uniária Variáveis ADF c P-value 1 k SBC LB(1) 2 LB(4) 2 Y ARG -1,942 0, ,822 0,929 0,974 X ARG -2,125 0, ,498 0,432 0,682 ΔY ARG -4,577 0, ,798 0,972 0,705 ΔX ARG -4,842 0, ,302 0,968 0,546 Y BRA -1,836 0, ,704 0,720 0,785 X BRA -1,319 0, ,624 0,773 0,750 ΔY BRA -5,732 0, ,708 0,856 0,745 ΔX BRA -7,259 0, ,665 0,564 0,837 Y BOL -4,657 0, ,040 0,886 0,868 X BOL -2,129 0, ,427 0,865 0,975 ΔX BOL -5,419 0, ,238 0,987 0,983 Y CHI -1,365 0, ,669 0,902 0,577 X CHI -3,735 0, ,483 0,645 0,875 ΔY CHI -4,534 0, ,711 0,964 5,10 Y COL -1,165 0, ,794 0,901 0,929 X COL -2,271 0, ,979 0,590 0,776 ΔY COL -1,980 0, ,856 0,793 0,799 ΔX COL -5,249 0, ,773 0,984 0,744 Δ 2 Y COL -5,392 0, ,695 0,953 0,773 Y EQU -0,744 0, ,149 0,342 0,837 X EQU -1,308 0, ,176 0,254 0,562 ΔY EQU -4,759 0, ,167 0,948 0,997 ΔX EQU -4,499 0, ,150 0,926 0,465 Y PAR -1,632 0, ,033 0,650 0,650 X PAR -3,560 0, ,399 0,696 0,522 ΔY PAR -3,974 0, ,055 0,736 0,810 Y PERU -1,845 0, ,119 0,531 0,367 X PERU -2,117 0, ,915 0,748 0,892 ΔY PERU -4,984 0, ,097 0,925 0,505 ΔX PERU -6,973 0, ,817 0,917 0,673 Y VEN -0,876 0, ,433 0,325 0,768 X VEN -0,785 0, ,554 0,558 0,636 ΔY VEN -5,022 0, ,457 0,822 0,878 ΔX VEN -5,810 0, ,594 0,955 0,501 Fone: Calculados aravés do programa economérico E-views 4.0. Noa: 1 Obidos pelo programa Urcdis (Mackinnon, 1996). 2 Valores referenes aos p-values. Como foi desacado na seção 3.3.2, o primeiro passo para verificar se duas variáveis co-inegram é observar se ambas são inegradas de mesma ordem. No presene esudo, o produo e as exporações só foram inegradas de mesma ordem para a Argenina, Brasil, Equador, Peru e Venezuela. É necessário ressalar ainda que, para a Bolívia, Chile, Colômbia

14 e Paraguai, as variáveis produo e exporações não co-inegraram em razão de não possuírem individualmene a mesma ordem de inegração. Iso mosra que, para esses países, não há evidência empírica a favor da lei de Thirlwall, iso é, as exporações não influenciaram a rajeória do produo no longo prazo. A TAB. 3.4 apresena as esimações da equação (3.3) para a Argenina, Brasil, Equador, Peru e Venezuela. De acordo com Thomas (1997), esas regressões somene serão regressões co-inegranes se as variáveis que as compõem (y e x ) forem inegradas da mesma ordem e se os seus resíduos forem esacionários em nível. Viso que a primeira condição foi saisfeia, o passo seguine foi aplicar o ese ADF para verificar se os resíduos foram I(0). O valor calculado ADF foi obido aravés da esimação da equação (3.18), onde a ordem da defasagem (k) foi deerminada de modo que os resíduos desa equação não fossem auocorrelacionados. 6 De acordo com a TAB. 3.4, os resulados do ese de raiz uniária para os resíduos foram os seguines: i) no caso da Argenina, Brasil e Peru, como os p-values referenes aos valores ADF calculados foram odos menores do que o nível de significância de 10%, enão se rejeiou a hipóese nula de que os resíduos são não esacionários e, porano, as regressões esimadas são regressões co-inegranes; ii) para o Equador e a Venezuela, os resíduos não foram esacionários, pois os p-values foram odos maiores do que o nível de significância a 10%. Eses resulados mosram que, enquano para as economias da Argenina, Brasil e Peru há evidências empíricas de uma relação de longo prazo enre o produo e exporações (e, porando, da validade da lei de Thirlwall), o mesmo não se pode observar para o Equador e a Venezuela. Uma vez verificado a validade da lei de Thirlwall para a Argenina, Brasil e Peru, é imporane analisar o sinal e o valor da esimaiva do parâmero co-inegrane β 1. De acordo com a TAB. 3.4, os coeficienes β 1 esimados, inerpreado aqui como a elasicidade do índice do produo em relação ao índice das exporações, foram posiivos e esaisicamene significaivos para esses países. Eses resulados mosram que um aumeno das exporações leva a um aumeno do produo no longo prazo como predio pelo modelo eórico apresenado no segundo capíulo. Observando os valores esimados de β 1, desaca-se que os produos da economia peruana e brasileira mosraram-se mais sensíveis a variações nas exporações do que o produo da economia argenina. Ao se comparar Peru e Argenina, por exemplo, verifica-se que um aumeno de 1% no índice das exporações em aproximadamene rês vezes mais efeio sobre o índice do produo nesa primeira economia. A quara e quina coluna da TAB. 3.4 apresenam os valores do R 2 -ajusado e da esaísica Durbin-Wason (DW). Para a Argenina, Brasil e Peru, os valores do R 2 -ajusado foram odos maiores do que 0,7, demonsrando assim um bom ajuse das regressões coinegranes esimadas. Em relação à esaísica DW, os baixos valores observados para odos os países indicaram um possível problema de regressão espúria. Todavia, os resulados do ese de co-inegração consaaram que apenas para a Argenina, Brasil e Peru, as regressões esimadas não são espúrias. 6 Embora o criério de informação SBC não enha sido apresenado, ele ambém foi considerado na escolha da ordem óima da defasagem k.

15 Tabela 3.4 Tese de co-inegração Regressão co-inegrane Tese de raiz uniária Países β 0 β 1 R 2 -adj DW ADF(k) P-value LB(1) 2 LB(4) 2 Argenina 2,943 * 0,364 * 0,733 0,961-3,596 (1) 0,009 0,862 0,994 Brasil 0,615 * 0,822 * 0,949 0,739-3,532 (1) 0,008 0,738 0,812 Equador 1,326 * 0,678 * 0,818 0,316-1,468 (0) 0,477 0,960 0,723 Peru 0,038 n.s 0,980 * 0,857 0,533-2,691 (0) 0,066 0,417 0,601 Venezuela 3,782 * 0,192 * 0,585 0,089-2,074 (0) 0,545 0,402 0,948 Fone: Calculados aravés do programa economérico E-views 4.0. Noa: * Significane a 1%. n.s Não Significaivo. 1 Obidos pelo programa Urcdis (Mackinnon, 1996). 2 Valores referenes ao p-values. Verificado a exisência de uma relação de longo prazo enre o produo e as exporações para a Argenina, Brasil e Peru, o passo seguine foi esimar modelos de correção de erros para analisar a relação de curo prazo enre esas duas variáveis em cada um deses países. A TAB. 3.5 apresena os resulados do MCE para a Argenina. As variáveis explicaivas incluídas no modelo foram 7 : a) a diferença correne do logarimo naural do índice das exporações (ΔX ), b) a diferença do logarimo naural do índice do produo defasada de um período (ΔY -1 ), e c) os resíduos da regressão co-inegrane defasado de um período (res -1 ). 8 Além dessas variáveis, inroduziu-se no modelo quaro variáveis dummies, a saber: a) D1 = 1 para = 1978, 0 caso conrário; b) D2 = 1 para = 1981, 0 caso conrário; c) D3 = 1 para = 1985, 0 caso conrário; d) D4 = 1 para = 1989, 0 caso conrário. Todas esas variáveis dummies foram colocadas no modelo para capurar crises da economia argenina que afearam negaivamene o PIB real. De acordo com a TAB. 3.5, os resulados do MCE para a Argenina mosram primeiramene que odas as variáveis explicaivas incluídas no modelo foram esaisicamene significaivas para um nível de significância de 10%. Os valores dos coeficienes das variáveis ΔX e ΔY -1 apresenaram o sinal posiivo. No caso específico do coeficiene relacionado a ΔX, pode-se verificar que um aumeno de um pono percenual na axa de crescimeno das exporações induz a um aumeno de 0,085 ponos percenuais na axa de crescimeno do produo, coeeris paribus. Ese resulado esá de acordo com o predio eoricamene e evidencia que, ano no curo como no longo prazo, um crescimeno das exporações leva a um crescimeno do produo. Os valores dos coeficienes relacionados às variáveis dummies mosram que, de fao, os períodos de crise delimiados foram caracerizados por quedas significaivas da axa de crescimeno do produo. O coeficiene relacionado ao ermo de correção de erros mosrou-se esaisicamene significaivo ao nível de significância de 1%. O valor esimado dese coeficiene ( 0,382) indica que, se o logarimo naural do índice do 7 Como desacado por Thomas (1997), as defasagens apropriadas das variáveis explicaivas no MCE são deerminadas por experimenação. No presene rabalho, para a escolha desas defasagens, pariu-se de um modelo mais geral para um mais específico, excluindo as variáveis cujos coeficienes foram esaisicamene não significaivos. 8 A diferença do logarimo naural do índice do produo (ΔY ) e a diferença do logarimo naural do índice das exporações (ΔX ) foram consideradas como variáveis proxy da axa de crescimeno do produo e das exporações.

16 produo ulrapassar o seu nível de equilíbrio de longo prazo, enão aproximadamene 38,2% dese desequilíbrio deverá ser corrigido em direção ao nível de equilíbrio de longo prazo. Tabela 3.5 Modelo de correção de erros: Argenina Variável dependene: ΔY Variável Coeficiene P-value Consane 0,021 ** 0,031 ΔX 0,085 *** 0,084 ΔY -1 0,340 *** 0,064 res -1-0,382 * 0,005 D1-0,109 ** 0,015 D2-0,099 ** 0,020 D3-0,097 ** 0,020 D4-0,081 *** 0,054 Tese dos resíduos LB (1) 0,059 0,808 LB (4) 2,246 0,691 LM (1) 0,136 0,712 LM (4) 2,717 0,606 WH 13,36 0,204 JB 0,846 0,655 R 2 = 0,589 R 2 -adj = 0,452 Prob(F) = 0,004 Fone: Calculados aravés do programa economérico E-views 4.0. Noa: * Significane a 1%. ** Significane a 5%. *** Significane a 10%. Verificou-se ainda se os resíduos do MCE para a Argenina apresenaram-se bem comporados. Para iso, realizaram-se os eses de normalidade Jarque-Bera (JB), ese de heerocedasicidade de Whie (WH), e os eses Ljung-Box (LB) e LM para verificar a presença de auocorrelação nos resíduos. Os resulados deses eses apresenados na TAB. 3.5 indicam que não se pode rejeiar as hipóeses de que os resíduos são normalmene disribuídos, homocedásicos e não auocorrelacionados. O valor do p-value referene ao F-saisic (Prob(F) = 0,004) implica na rejeição da hipóese nula de que a variável ΔY não em relação linear com as variáveis explicaivas do modelo, para um nível de significância de 1%. A TAB. 3.6 apresena os resulados do MCE para o Brasil. As variáveis explicaivas incluídas no modelo foram a diferença correne do logarimo naural do índice das exporações (ΔX ) e os resíduos da regressão co-inegrane defasado de um período (res -1 ). Incluíram-se ambém rês variáveis binárias, a saber: a) D1 = 1 para = 1953, 0 caso conrário, b) D2 = 1 para = 1983,1984, 0 caso conrário, c) D3 = 1 para = 1999, 0 caso conrário. De forma análoga ao caso da Argenina, esas variáveis dummies foram colocadas no modelo para capurar efeios de crises da economia brasileira.

17 Tabela 3.6 Modelo de correção de erros: Brasil Variável dependene: ΔY Variável Coeficiene P-value Consane 0,046 * 0,002 ΔX 0,458 * 0,000 res -1-0,349 * 0,000 D1-0,425 * 0,001 D2-0,353 * 0,000 D3-0,331 * 0,001 Tese dos resíduos LB (1) 0,928 0,335 LB (4) 2,437 0,656 LM (1) 1,285 0,257 LM (4) 2,876 0,579 WH 14,47 0,110 JB 2,365 0,306 R 2 = 0,783 R 2 -adj = 0,757 Prob(F) = 0,000 Fone: Calculados aravés do programa economérico E-views 4.0. Noa: * Significane a 1%. Os resulados apresenados na TAB. 3.6 mosram que: i) odos os coeficienes esimados foram esaisicamene significaivos a um nível de significância de 1%; ii) uma elevação de 1% na axa de crescimeno das exporações aumena em 0,46% na axa de crescimeno do produo, coeeris paribus; iii) os valores negaivos dos coeficienes das variáveis dummies D1, D2 e D3 refleem os impacos significaivos de crises econômicas sobre a axa de crescimeno do produo; iv) o valor esimado do coeficiene do ermo de correção de erros mosra que, esando o logarimo naural do índice do produo acima do seu nível de equilíbrio de longo prazo, enão 34,9% dese desequilíbrio será corrigido em cada período de empo na direção do seu valor de equilíbrio de longo prazo. Os p-values obidos para os valores calculados das esaísicas JB, WH, LB e LM foram odos menores do que o nível de significância de 10%, indicando que os resíduos mosraram-se bem comporados, iso é, normalmene disribuídos, homocedásicos e serialmene não correlacionados. O p-value relacionado ao F-saisic (=0,000) apona para uma significância global do modelo esimado e o valor do R 2 -ajusado (= 0,757) mosra um bom grau de ajuse do modelo. A TAB. 3.7 apresena os resulados do MCE para o Peru. As variáveis explicaivas incluídas foram: a) a diferença correne do logarimo naural do índice das exporações (ΔX ); b) as diferenças do logarimo naural do índice do produo defasada de um, dois, rês e quaro períodos (ΔY -1, ΔY -2, ΔY -3, ΔY -4 ); e c) os resíduos da regressão co-inegrane defasado de um período (res -1 ). Incluíram-se ambém duas variáveis dummies (D1 = 1 para = 1983, 0 caso conrário; D2 = 1 para = 1989, 0 caso conrário) para capurar efeios de crises econômicas sobre a axa de crescimeno do produo.

18 Tabela 3.7 Modelo de correção de erros: Peru Variável dependene: ΔY Variável Coeficiene P-value Consane 0,043 * 0,000 ΔX 0,131 * 0,006 ΔY -1 0,145 n.s 0,192 ΔY -2-0,117 n.s 0,415 ΔY -3 0,001 n.s 0,995 ΔY -4-0,290 ** 0,022 res -1-0,094 ** 0,039 D1-0,109 * 0,000 D2-0,126 * 0000 Tese dos resíduos LB (1) 0,142 0,706 LB (4) 1,828 0,767 LM (1) 0,391 0,532 LM (4) 3,428 0,489 WH 35,41 0,191 JB 1,183 0,553 R 2 = 0,633 R 2 -adj = 0,551 Prob(F) = 0,000 Fone: Calculados aravés do programa economérico E-views 4.0. Noa: * Significane a 1%. ** Significane a 5%. n.s Não Significaivo. Os resulados do MCE esimado para o Peru mosram que os coeficienes relacionados às variáveis ΔX, res -1, ΔY -4, D1 e D2 foram esaisicamene significaivos ao nível de significância de 5%, enquano que os coeficienes das variáveis ΔY -1, ΔY -2 e ΔY -3 não foram esaisicamene significanes. Desaca-se que, a manuenção das variáveis cujos coeficienes não foram significaivos na especificação final do MCE se deve ao fao de que, ao reirá-las do modelo, os resíduos apresenavam-se auocorrelacionados. Em relação ao sinal e a inerpreação dos coeficienes que foram significaivos, ressala-se que: i) o valor posiivo do coeficiene relacionado a ΔX esá conforme o predio pelo modelo eórico apresenado no segundo capíulo e diz que, coeeris paribus, um aumeno de 10% na axa de crescimeno das exporações leva a um aumeno de aproximadamene 1,31% na axa de crescimeno do produo; ii) os valores negaivos dos coeficienes das variáveis dummies indicam que os períodos de crise foram caracerizados por quedas significaivas da axa de crescimeno do produo; iii) o valor do coeficiene relacionado ao ermo de correção de erros indica que, se o logarimo naural do índice do produo ulrapassar o seu nível de equilíbrio de longo prazo, enão 9,4% dese desequilíbrio deverá ser corrigido a cada ano em direção ao seu nível de longo prazo. O p-value relacionado ao valor calculado do F-saisic (= 0,000) indica a rejeição da hipóese nula de que a variável ΔY não em relação linear com as variáveis explicaivas do modelo. O valor do R 2 -ajusado (= 0,551) sugere um razoável grau de ajuse do modelo. Realizaram-se ambém os eses JB, WH, LB e LM para verificar se os resíduos são bem

19 comporados. Para um nível de significância de 10%, verificou-se que os resíduos apresenaram-se normalmene disribuídos, homocedásicos e não auocorrelacionados. 4. Conclusão Nese rabalho, buscou-se verificar empiricamene a validade (ou não) da lei de Thirlwall para os países da América do Sul, especificamene, Argenina, Bolívia, Brasil, Chile, Colômbia, Equador, Paraguai, Peru e Venezuela. Foram delineados dois objeivos específicos: i) esar para cada país individualmene, se as séries emporais produo e exporações apresenaram uma relação de equilíbrio no longo prazo (ou co-inegraram), dando assim supore à lei de Thirlwall; ii) esimar modelos de correção de erros para aqueles países onde se pode observar uma relação de longo prazo enre produo e exporações com o propósio de analisar a dinâmica de curo prazo enre esas variáveis. Para verificar se as variáveis produo e exporações co-inegraram, o procedimeno economérico adoado foi dividido em dois passos: i) esar se as variáveis produo e exporações apresenaram a mesma ordem de inegração; ii) esar se os resíduos da provável regressão co-inegrane são esacionários. Ao realizar o ese ADF para analisar a ordem de inegração das variáveis produo e exporações de cada país, verificou-se que, para a Argenina, Brasil, Equador, Peru e Venezuela, esas séries emporais foram inegradas de primeira ordem. Como para a Bolívia, Chile, Colômbia e Paraguai, as variáveis produo e exporações não foram inegradas da mesma ordem, enão pôde-se afirmar que esas variáveis não co-inegram e, porano, não há evidência empírica da lei da Thirlwall para esas economias. Viso que as variáveis produo e exporações apresenaram a mesma ordem de inegração para Argenina, Brasil, Equador, Peru e Venezuela, o passo seguine foi realizar o ese ADF (nese caso, ambém denominado de ese de Engle e Granger) para verificar a ordem de inegração dos resíduos das prováveis regressões de longo prazo. Os resulados obidos do ese de raiz uniária para os resíduos mosraram que, para o Equador e a Venezuela, esa variável não foi esacionária e, porano, as variáveis produo e exporações não foram co-inegradas. De forma análoga à Bolívia, Chile, Colômbia e Paraguai, consaouse ambém que para o Equador e a Venezuela não houve evidências empíricas da validade da lei de Thirlwall. Para a Argenina, Brasil e Peru, o ese ADF aplicado aos resíduos de cada regressão co-inegrane mosraram que esa variável foi esacionária, o que levou a concluir que há evidências empíricas de uma relação de equilíbrio no longo prazo enre o produo e as exporações e, conseqüenemene, da lei de Thirlwall para esas economias. Os parâmeros coinegranes β 1 esimados, inerpreados como as elasicidades do índice do produo em relação ao índice das exporações, foram posiivos e esaisicamene significaivos, esando assim em conformidade ao modelo eórico descrio no segundo capíulo. Observou-se ainda que, ao se comparar os valores esimados de β 1 para o Brasil e Peru (0,822 e 0,980, respecivamene) com o valor esimado para a Argenina (0,364), um aumeno de 1% no índice das exporações em aproximadamene rês vezes mais efeio sobre o índice do produo nesas duas primeiras economias. Após er verificado a exisência da uma relação de longo prazo enre as variáveis produo e exporações para a Argenina, Brasil e Peru, foram esimados modelos de correção de erros para esudar a dinâmica de curo prazo enre esas variáveis. Os principais resulados

20 obidos foram: i) para Argenina, Brasil e Peru, os valores esimados para os coeficienes relacionados à variável ΔX foram 0,085, 0,458 e 0,131, indicando que um aumeno de 10% na axa de crescimeno das exporações induz a um aumeno na axa de crescimeno do produo de aproximadamene 0,85%, 4,58% e 1,31%, respecivamene; ii) os valores esimados para os coeficienes da variável ΔX observados acima foram odos esaisicamene significaivos, mosrando assim que, nesas economias, as exporações afeam posiivamene o produo ano no curo como no longo prazo; iii) os valores dos coeficienes do ermo de correção de erros para a Argenina, Brasil e Peru foram, respecivamene, iguais a 0,382, -0,349 e 0,094, indicando que, esando o logarimo naural do índice do produo acima do seu nível de equilíbrio de longo prazo, enão aproximadamene 38,2%, 34,9% e 9,4% dese desequilíbrio deve ser corrigido a cada ano na direção do seu valor de longo prazo. 5. Referências ATESOGLU, H. S. Balance-of-paymens-consrained growh. Journal of Pos Keynesian Economics, v. 15, n. 4, p , ATESOGLU, H. S. Balance-of-paymens-consrained growh model and is implicaions for he Unied Saes. Journal of Pos Keynesian Economics, v. 19, n. 3, p , BRID, JC. M.; PEREZ, E. Balance-of-paymens-consrained growh in Cenral America: Journal of Pos Keynesian Economics, v. 22, n. 1, p , FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS. Revisa Conjunura Econômica. Vários números. DANCOURT, O. Reforma neoliberal y políica macroeconómica en el Perú. Revisa de la CEPAL, n. 67, p , abril GUJARATI, D. N. Economeria Básica. 3. ed. São Paulo: Makron Books, HIEKE, H. Balance-of-paymens-consrained growh: a reconsideraion of de evidence for he U.S. economy. Journal of Pos Keynesian Economics, v. 19, n. 3, p , INTERNATIONAL MONETARY FUND (IMF). Inernaional Financial Saisics Cd-rom. INSTITUTO DE PESQUISA ECONÔMICA APLICADA. Disponível em: <hp:// Acesso em: 17 jul JAIME, F. G. J. Balance-of-paymens-consrained economic growh in Brazil. Belo Horizone: CEDEPLAR/FACE/UFMG, (Texo para discussão, 155). MACKINNON, J. G. Criical values for coinegraion ess. In: ENGLE, R. F.; GRANGER, C. W. J. Long-run Economic Relaionships: readings in coinegraion, 1991.