EQUAÇÕES DE OFERTA E DEMANDA POR EXPORTAÇÕES DO SETOR DE CALÇADOS, 1985/2003

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1 EQUAÇÕES DE OFERTA E DEMANDA POR EXPORTAÇÕES DO SETOR DE CALÇADOS, 1985/ Igor Alexandre Clemene de Morais* Alexandre Engler Barbosa** Resumo: Ese rabalho esima as equações de ofera e de demanda por exporações de calçados brasileiros, enre o primeiro rimesre de 1985 e o primeiro rimesre de 2003, a parir da meodologia de Johansen (1988) para co-inegração. Na equação de ofera, observa-se que a maior pare de um choque cambial impaca o quanum exporado no longo prazo, verificando-se a ocorrência do efeio J. Da mesma forma, os impacos de variações nos preços ocorrem no longo prazo. Para a equação de demanda, verifica-se que a elasicidade-preço é negaiva, concenrando seus efeios no curo prazo, evidenciando o fao de que o calçado brasileiro é um bem normal para o consumidor americano. Por fim, a elasicidade-renda esimada é posiiva, com seu ajuse ocorrendo no curo prazo. Palavras-chave: Raiz uniária. Co-inegração. Equação de ofera e de demanda. Absrac: This paper esimaes supply and demand equaions of brazilian foowear, from he firs quarer of 1985 unill he firs quarer of 2003 hrough Johansen s mehodology (1988) of coinegraion. In he supply equaion, i is possible o find ou ha he greaes par of an exchange rae shock alers he quanum expored in he long erm, verifying he J-Curve. Addiionally, prices variaion impacs also ocurr in he long erm. Regarding he demand equaion, price elasiciy is negaive, concenraing is effecs in he shor erm, making eviden he fac ha brazilian foowear is a normal good o american consumer. Finally, he esimaed income elasiciy is posiive, wih he adjusmen ocurring in he shor erm. Key words: Uni roo. Coinegraion. Supply and demand foncions. JEL classificaion: C22, Time-series models. F14, Counry and indusry sudies of rade. ** Douor em Economia pelo PPGE/UFRGS. Professor de Economia da UNILASALLE. ** Mesre em Economia PPGE/UFRGS e douorando em Economia pelo PPGE/ UFRGS. Análise Poro Alegre v. 17 n. 1 p jan./jul. 2006

2 68 Morais, I.A.C. de & Barbosa, A.E. 1 Inrodução Durane a década de 1970, a economia brasileira passou por profundas ransformações esruurais, mais noadamene na indúsria de bens de capial e de bens inermediários, o que modificou a paua de imporações e de exporações do país nos anos subseqüenes. Os incenivos fiscais concedidos à exporação de diversos produos manufaurados durane ese período não foram suficienes para permiir que o país superasse a crise da dívida da década de 1980, endo o governo que recorrer, em deerminados momenos, à políica cambial 1. Uma das variáveis mais imporanes para se considerar a performance de qualquer seor exporador é a axa de câmbio, pois esa regula a relação de preços enre economias que maném relações comerciais. Assim, a consaação eórica de que uma desvalorização da moeda promove um incenivo nas exporações, deve enconrar respaldo nos resulados empíricos a parir de dados hisóricos. Uma série de esudos relacionados ao comporameno do comércio exerior do Brasil esimaram as elasicidades de curo e de longo prazo a parir das equações de imporações e de exporações, bem como da dinâmica da balança comercial brasileira 2. É imporane ressalar que, na maioria deses rabalhos, foi enconrado que a axa de câmbio real exerceu fore influência sobre o desempenho do seor exerno brasileiro. Moraes (1986) enconrou que os impacos esimados de uma desvalorização cambial sobre as imporações de produos compeiivos à indúsria de ransformação (produos manufaurados), no longo prazo, é de -0,6. Porugal (1993) 1 Pinheiro e al. (1993) analisam os incenivos concedidos à exporação para 23 gêneros enre 1980 e Denre os incenivos calculados conemplam-se a isenção de IPI, ICMS, crédios-prêmio de IPI e ICMS, BEFIEX, regime de drawback, incenivos financeiros e redução do imposo de renda. O seor de calçados eseve enre os dez seores com maiores incenivos de crédio-prêmio de IPI e ICMS durane a década de Para uma abordagem dos impacos do II PND sobre a demanda de imporações de bens de capial no Brasil, ver Resende (1997). 2 Sobre a balança comercial e as esimaivas de elasicidade, ver Braga (1987). Ferreira (1993) aplicou eses de causalidade enre a balança comercial e dez variáveis. Pinheiro (1992) esimou indicadores de compeiividade para as exporações de 36 seores e see complexos enre 1980 e Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

3 Equações de ofera e demanda por exporações esimou equações de exporações indusriais brasileiras aravés do mecanismo de correção de erros e invesigou a hipóese de insabilidade dos parâmeros. Para a equação de ofera de exporação, a elasicidade câmbio enconrada pelo auor no longo prazo foi de 2,48 e no curo prazo de 1,22. Em Casro (1998), a elasicidade-câmbio de longo prazo esimada para as exporações oais foi de 0,6, enquano para os produos básicos e manufaurados foi de 0,91 e 1,72, respecivamene, e para as exporações de semimanufaurados foi de 1,38. No mecanismo de correção de erros enconrado pelo auor não é verificado um efeio conemporâneo do câmbio apenas nas duas primeiras equações. Em Carvalho (2000), a elasicidade-câmbio de longo prazo para as exporações de produos agropecuários foi baixa (0,12). Já Kannebley (2000) esimou o grau de exchange rae pass-hrough para nove seores exporadores, enconrando evidência de que apenas no seor de peças e ouros veículos exise um pass-hrough ano no longo prazo quano no curo prazo. Em odos os demais seores ese efeio foi nulo 3. Amazonas e al. (1996) esimam equações de ofera e demanda de exporações de produos manufaurados do Brasil, em que a elasicidade-câmbio no curo prazo enconrada foi de 0,64 para o modelo sem endência e de 0,78 para o modelo com endência. Assim, como pode ser viso nos diferenes resulados enconrados na lieraura, há evidência de que os impacos seoriais advindos de choques exernos e de políicas macroeconômicas podem ser basane diferenciados e dependem, em grande medida, da esruura do mercado exerno, além de faores como subsídios, arifas, desenvolvimeno ecnológico e ouros. Nas úlimas rês décadas, o país adoou diferenes sisemas cambiais (fluuação suja e limpa, câmbio adminisrado e bandas cambiais), além de er promovido várias maxi e mini desvalorizações da moeda em deerminados períodos. Denre os maiores choques, cabe desacar as desvalorizações da axa de câmbio real no final da década de 1970 e início da 3 Os seores considerados nas esimaivas do auor foram: Exraiva mineral, Meais não-ferrosos, Siderurgia, Máquinas e raores, Veículos peças e ouros veículos, Madeira e mobiliário, Celulose papel e gráfica e Óleos. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

4 70 Morais, I.A.C. de & Barbosa, A.E. década de 1980, no início da década de 1990 com o Plano Collor I e II e, por fim, mais recenemene, a mudança de regime cambial no primeiro rimesre de Nese esudo, o foco será o seor calçadisa (responsável por 2,4% das exporações brasileiras) que, da mesma forma, sofreu impacos significaivos, oscilando basane suas vendas ao exerior ao longo das úlimas décadas. Cabe ressalar que as oscilações no comporameno do comércio exerior do seor esiveram presenes principalmene nos quaro rimesres que se seguiram às depreciações do câmbio. Desaca-se, em especial, os aumenos das exporações do início da década de 1980, enre os anos de 1987 e 1988, no início da década de 1990 e, mais recenemene, no ano A evolução hisórica dese seor, inensivo em mão-deobra, mosrou um movimeno bem definido desde meados do século XX, quando a produção dos diversos países aendia, basicamene, o mercado domésico. Desde os anos 1970, houve um crescimeno da produção dos países asiáicos, que já represenam cerca de 2/3 do oal exporado no mundo, araída pelos baixos salários e pela caracerísica do seor, que não exige um nível elevado de escolaridade. A China ingressou no mercado de calçados ao longo da década de 1980 e, aualmene, represena a meade da produção (e ambém da exporação) mundial, enquano o Brasil possui cerca de 5% do oal. Ou seja, a capacidade produiva dos países asiáicos, aliada à fara ofera de mão-de-obra, fez com que os países asiáicos em desenvolvimeno fossem um berço naural para a produção de calçados. Ao analisar o comporameno no longo prazo da quanidade exporada de calçados, podemos inferir, em princípio, que esa é muio sensível à mudanças nos preços relaivos, principalmene pelo lado da demanda. Ou seja, é esperado que exisa uma elasicidade câmbio-ofera posiiva, em que o exporador em um incenivo a aumenar as suas vendas ao exerior quando a moeda se deprecia 5. 4 Nese conexo, desacam-se as empresas de calçados insaladas no Rio Grande do Sul, 36,5% do oal das insaladas no Brasil, exporando 70% das exporações brasileiras em volume e 80% em valores (Abicalçados, 2003). 5 Desempenho parecido ocorreu com as exporações de calçados no México após a desvalorização do peso no final de Ver Andrade (2001). Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

5 Equações de ofera e demanda por exporações Desa forma, são duas as moivações para a abordagem empírica do comporameno das exporações brasileiras de calçados. Em primeiro lugar, verificar se os preços relaivos êm, realmene, grande imporância para o exporador e, em segundo lugar, suprir a ausência, na lieraura brasileira, de esudo que deermine, em paricular, as elasicidades de ofera e demanda para o seor de calçados. Cabe salienar que a esimação desas equações esruurais são imporanes pois podem servir ano para deerminar os efeios do câmbio, dos preços inernacionais e do crescimeno da renda exerna sobre as exporações de calçados, mas ambém como subsídio para uma análise fuura de impacos de uma políica seorial em ermos de acordos comerciais que impliquem em aleração da esruura arifária. Ese rabalho esá dividido em rês seções além desa Inrodução. Na seção dois discue-se a meodologia que será empregada para ober as esimaivas. Na seção rês esão os resulados esaísicos e, na seção quaro, as conclusões. 2 Meodologia 2.1 Equações de ofera e de demanda As equações de ofera e de demanda por exporações, uilizadas nese rabalho, conemplam a seguine relação: QX O = f ( PX, P, U ) + ε (2.1) QX d = g( PR, PIB ) + ζ (2.2) o d onde: QX e QX são a ofera e demanda por exporação, respecivamene; PX é o preço de exporação; P é a produção poencial do seor; U é a uilização da capacidade insalada para o seor de calçados; PR é o preço do produo medido em moeda esrangeira 6 ; PIB é a renda exerna e ε e ζ são 6 Dado pela razão enre o Índice de preços ao consumidor do calçado e o Índice de preços ao consumidor geral, ambos para a economia exerna. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

6 72 Morais, I.A.C. de & Barbosa, A.E. choques exógenos 7. Usando a função log-linear, a forma funcional para as equações pode ser dada por: qx α px p u + ε o = 0 + α1 + α 2 + α3 (2.3) qx d β pr PIB + ζ = 0 + β1 + β 2 (2.4) onde: as leras minúsculas represenam o logarimo naural e os coeficienes, α 1, α 2, β 1, β 2 são as elasicidades. 2.2 Esacionariedade e co-inegração Após o esudo de Nelson e al. (1982), muios ouros rabalhos demonsraram que variáveis macroeconômicas incluem componenes que são gerados por choques permanenes, ou seja, as séries são processos inegrados e possuem uma endência esocásica. A definição de co-inegração se refere a uma combinação linear esacionária de variáveis não esacionárias, que possuem a mesma ordem de inegração. A principal caracerísica de variáveis co-inegradas é que sua rajeória no empo é influenciada pelo desvio do equilíbrio de longo prazo e ese, por sua vez, influencia a resposa das variáveis de curo prazo, que promovem novamene o equilíbrio do sisema 8. Nese senido, deve haver uma relação dinâmica enre as variáveis no curo prazo, afeadas por choques ransiórios e o seu comporameno no longo prazo, influenciado pelos choques permanenes. Seja o veor de coeficienes β = (β 1,..., β n ) e o veor de variáveis x = (x 1,..., x n ). O equilíbrio de longo prazo dese sisema ocorre quando βx = 0, e seu desvio é dado por ε = βx. Os componenes do veor x são co-inegrados de ordem d, b, x ~ x ~ CI(d,b) se, x ~ I(d) V i = 1,..., n em x e, i se exise um veor β al que a combinação linear βx = β 1 x β n x n ~ I(d b), com b > 0. O veor β é chamado de veor de co-inegração e, para os n componenes de x, pode exisir, no máximo, n 1 veores de co-inegração linearmene independenes. 7 o d Uma oura idenidade que pode vir a ser incluída nese sisema é: qx = qx. 8 O conceio de co-inegração é discuido exensivamene em Engle e al. (1991). Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

7 Equações de ofera e demanda por exporações Em paricular, a exisência de co-inegração pode ser verificada de duas formas. Primeira a parir da análise dos resíduos obidos da relação de equilíbrio de longo prazo enre as variáveis 9. Uma oura alernaiva é esimar um VAR em primeira diferença, quando x i ~ I(1), adicionado de quanas defasagens forem necessárias de forma a produzir resíduos gaussianos. A primeira abordagem esá relacionada ao méodo de Engle-Granger, com as esimaivas feias em duas eapas e enconrando-se apenas um veor de co-inegração. Aconece que o processo feio em duas eapas aumena as possibilidades de erro, além do que, à medida que se uiliza um maior número de variáveis, ambém aumena o número de possíveis veores de co-inegração. A segunda abordagem, relacionada ao méodo de Johansen, suplana eses problemas na medida em que o processo não é feio só por máxima verossimilhança, como ambém permie que se enconre múliplos veores de coinegração. De forma geral, um VEC, veor de correção de erros, é dado pela equação 2.5: x = π p 0 + πx 1 + π i x i + ε i= 1 (2.5) onde: π 0 é um veor (nx1) de inercepos; π i uma mariz de coeficienes (nxn); π é uma mariz de coeficienes de longo prazo, com elemenos π jk, al que um ou mais π jk 0; e ε é um veor (nx1) de resíduos 10. O poso de π deerminará o número de veores de co-inegração. Uma vez que é comum a presença de sazonalidade em séries macroeconômicas, pode ocorrer que esas apresenem uma ordem de inegração em uma freqüência sazonal. Desa forma, pode exisir uma combinação linear enre esas variáveis que faça com que sejam co-inegradas sazonalmene Se ocorrer que o veor x i ~ I(d) V i = 1,..., n em x onde as variáveis são coinegradas, enão exise uma represenação da forma de correção e erro que relaciona esas variáveis, e vice-versa. Ver Engle e al. (1987) e Engle e al. (1991). 10 Componenes sazonais comuns, ambém podem ser inroduzidos na análise de co-inegração. Ver Harvey (1996). 11 Seja duas variáveis inegradas sazonalmene, x ~ SI(1) e y ~ SI(1). Enão, z = y αx ~ SI(0), onde α é o veor de co-inegração sazonal. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

8 74 Morais, I.A.C. de & Barbosa, A.E. Esa caracerísica foi formalizada por Hylleberg e al. (1990) aravés do ese de raiz uniária sazonal (π), e que será aqui aplicado. Assim, na presença de sazonalidade, esa pode ser formalizada denro da equação 2.5. É bem conhecido que eses padrões para esacionaridade podem produzir inferências incorreas quando o processo gerador dos dados se modifica durane a amosra. Ou seja, uma série pode er uma endência esacionária; porém, devido à presença de quebra esruural, o ese radicional de Dickey- Fuller não é apropriado para idenificar a exisência de raiz uniária. Perron (1997) propôs rês méodos, que podem ser usados em rês diferenes modelos, para verificar se as séries possuem raiz uniária mesmo na presença de quebra esruural. O modelo um descreve o ese de raiz uniária para a presença de oulier de inovação com mudança no inercepo, permiindo a roca exógena no nível da série 12. No modelo dois, ano a mudança do inercepo, quano da inclinação, podem ocorrer no momeno da quebra esruural T b, permiindo uma roca exógena na axa de crescimeno. Para ese ese, é acrescenado apenas o ermo γdt em relação ao ese anerior. Por fim, no modelo rês, esa-se a mudança na inclinação, em que a função endência esá associada com o momeno da quebra esruural, e pode ser uilizada as mesmas esaísicas do modelo dois. Vale ressalar que esse modelo permie que seja feia uma roca exógena ano no nível quano na axa de crescimeno. A não rejeição de Ho implica na presença de raiz uniária. A abela com os valores críicos para os eses pode ser enconrada em Perron (1997). 3 Resulados esaísicos 3.1 Equação de ofera de exporações Nesa seção são feios eses esaísicos nas séries do índice de preço e de quanum de exporações, para a uilização da capacidade insalada e para a produção poencial da indúsria. Todos os dados são rimesrais, sem ajuse sazo- 12 A equação que descreve esse modelo é da forma: k y = µ + θdu + β + δd( Tb ) + αy 1 + ci y i + ε. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul i= 1

9 Equações de ofera e demanda por exporações nal, perfazendo um oal de 73 observações enre 1985T1 e 2003T1 13. A quanidade e o preço das exporações de calçados do país é dada pela série da Funcex (Fundação Cenro de Esudos do Comércio Exerior), índice de preço e índice de quanum das exporações de calçados, e são aqui denominadas de qx e de px, respecivamene. Para capar o efeio preço é uilizado a variável preço de exporação, dada por px e, para ver o efeio da axa de câmbio real, a variável e. Espera-se que o coeficiene de px, a elasicidade preço-ofera, enha sinal posiivo, ou seja, que α 1 > 0 em e que a elasicidade-câmbio ambém seja posiiva. Por fim, em-se a uilização da capacidade insalada para o seor, dada por u. Cabe salienar que algumas hipóeses foram feias nesa variável com visas a ornar possível as esimaivas. O objeivo é que a uilização da capacidade cape a exisência de um possível efeio subsiuição enre o mercado inerno e as exporações. Assim, para um dado aumeno de u, a expecaiva é que, enão, as exporações diminuam; ou seja, supõe-se que os exporadores prefiram aender primeiramene a demanda inerna. Esa série foi obida na Fundação Geúlio Vargas para o seor de Calçados. Como se vê na Figura 3.1, a quanidade exporada de calçados apresenou uma endência deerminísica ao longo das duas úlimas décadas. Porém, em alguns períodos o seor amargou quedas significaivas nas exporações, como durane o Plano Cruzado, no primeiro rimesre de 1986, e enre o segundo rimesre de 1993 e o úlimo de Vale ressalar, conudo, que esas quedas no quanum exporado não foram significaivas a pono de reverer uma endência hisórica pronunciada de ala nas vendas exernas de calçados. 13 Os eses e as esimaivas aqui implemenados foram feios no Ras 4.0 e no Eviews 3.0. Várias roinas para o primeiro pacoe esaísico podem ser enconradas no endereço < IPA 14 USA A equação e = E reflee o grau de compeiividade, no conceio macro, IPABR enre o bem exerno e bem domésico, baseando-se na lei do preço único, no qual o preço de ambos os bens ende a se igualar no longo prazo. Um ouro indicador que poderia ser uilizado é a relação câmbio/salário. Mas, o uso dese indicador foi descarado devido pela ausência deses dados para o período aqui considerado. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

10 76 Morais, I.A.C. de & Barbosa, A.E. 2.2 (a) Índice de Quanum e Preço Índice de Base Fixa 1996 = 100 Ìndice de Base Fixa índice de quanum exporado (qx) índice de preço de exporação (px) Uilização da Capacidade Insalada Taxa de câmbio real T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T1 Período (b) Câmbio Real e UCI Período FONTES: (a) Índice de Quanum e índice de preço, Funcex; (b) Uilização da Capacidade insalada, FGVDADOS. Figura 3.1 Dados do seor calçadisa Apesar da série do preço de exporação (px) ambém apresenar uma endência deerminísica, esa parece ser menos pronunciada do que a verificada na série do índice de quanum. As duas grandes quedas nos preços de exporação ocorreram enre o segundo rimesre de 1991 e o erceiro de 1992 e, mais recenemene, enre 1996 e o final de Mas, a despeio desa relaiva esabilidade nos preços de exporação, nas duas úlimas décadas, a série px não aparena er uma reversão à média. A axa de câmbio real mosra diversos momenos que represenam uma quebra esruural. As maiores desvaloriza- Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

11 Equações de ofera e demanda por exporações ções na axa ocorreram após o Plano Collor I, em março de 1990, e após a mudança de regime cambial em Já a maior valorização foi enre o Plano Collor II e o final de Por fim, a série da uilização da capacidade insalada se assemelha a um processo esacionário com drif, ocorrendo claramene uma quebra esruural no início da década de 1990, que deve esar associada aos Planos Collor I e II. Apesar de nenhuma desas quaro séries apresenarem um comporameno sazonal, cabe salienar que a quesão da exisência de raiz uniária não esá relacionada apenas a variáveis com endência, podendo ambém esar presene uma ordem de inegração sazonal. Se uma série apresena uma fore sazonalidade, enão ela pode coner uma raiz uniária sazonal. Nese caso, uma co-inegração pode ocorrer ano em algum ciclo sazonal, quano no domínio de freqüência zero. Para verificar ese comporameno, inicialmene são feios eses de raiz uniária para a freqüência zero, semianual (dois rimesres) e anual (quaro rimesres). As esimaivas 15 são apresenadas na Tabela 3.1. Tabela 3.1 Tese de raiz uniária sazonal Ofera de exporações qx px e u Aux. Reg. π 1 π 2 π 3 π 4 1,179-2,590 a 15,952 a I -2,369 b -3,174 b 43,192 a I, SD -2,470-4,131 a 31,634 a I, Tr -4,411 a -2,149 b 42,785 a I, SD, Tr -3,575 b -4,315 a 34,605 a 0,135-5,684 a 15,296 a I -2,354-5,702 a 15,415 a I, SD -2,250-4,879 a 23,736 a I, Tr -2,153 b -5,609 a 15,062 a I, SD, Tr -2,133-4,825 a 23,197 a 1,202-6,108 a 21,042 a I -1,099-6,180 a 21,537 a I, SD -1,173-5,894 a 23,158 a I, Tr -2,161-6,253 a 22,215 a I, SD, Tr -2,190-5,971 a 23,871 a -0,151-3,458 a 12,143 a I -1,965-3,531 a 12,790 a I, SD -2,024-4,110 a 14,195 a I, Tr -2,356-3,488 a 12,371 a I, SD, Tr -2,420-4,094 a 13,758 a NOTA: O ermo deerminísico é zero ( ), um inercepo (I), uma Dummy sazonal (SD) e uma endência (Tr). a: nível de significância 1%; b: 5%. A abela pode ser consulada em Hylleberg e al. (1990). 15 A parir do operador de diferença sazonal 4 y, pode-se ober 4 (1 L ) = (1 L)(1 + L)(1 il)(1 + il), onde cada raiz uniária corresponde a um ciclo diferene no domínio do empo. Ver Harris (1995) ou Hylleberg e al. (1990). Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

12 78 Morais, I.A.C. de & Barbosa, A.E. Como pode ser viso, a parir do resulado em π 1, há um fore indicaivo de exisência de raiz uniária na freqüência zero para as séries qx, e, px e u, que são I 0 (1). A exisência de raiz uniária semi-anual e de raiz uniária na freqüência anual é rejeiada em p 2 e em π 3 π 4, respecivamene, ou seja, odas as séries são I 1/2 (0) e I 1/4 (0). A seguir, é feio o ese ADF (Augmened Dickey-Fuller) para as séries em nível e em primeira diferença. Os resulados são apresenados na Tabela 3.2. Todas as variáveis (índice de quanum, de preço, axa de câmbio real e a uilização da capacidade insalada), quando medidas em nível, acusam a presença de raiz uniária; conudo, quando feia a primeira diferença, ornam-se esacionárias. Apesar disso, cabe salienar que várias séries macroeconômicas possuem ponos de quebras esruurais ano no inercepo quano na endência, que podem viesar os eses de raiz uniária em favor da não rejeição de Ho. Tabela 3.2 Tese de raiz uniária equação de ofera de exporações τ τ µ τ τ I(.) τ τ µ τ τ I(.) qx 0,835-1,829-4,473 I(1) qx -6,520 a -6,528 a -6,471 I(0) px 0,450-3,342-3,033 I(1) px -7,546 a -7,521 a -7,651 I(0) E 1,232-0,730-2,282 I(1) e -6,237 a -6,180 a -6,125 I(0) U -0,007-2,922-2,959 I(1) u -7,773 a -7,714 a -7,731 I(0) NOTA: τ sem consane; τ µ com consane; τ τ com consane e com endência. I(.) ordem de inegração. a: 1%; b: 5%. Para verificar a hipóese da exisência ou não de raiz uniária, os eses proposos em Perron (1997) foram feios para odas as séries em quesão, e os resulados enconram-se na Tabela 3.3. a seguir. A parir deses eses é possível deerminar não apenas o momeno da quebra esruural (T b ) em cada variável, mas ambém verificar se esas variáveis são esacionárias na presença de mudança de regime. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

13 Equações de ofera e demanda por exporações Tabela 3.3 Tese de Raiz Uniária na Presença de Quebra Esruural Méodo de escolha de T b Modelo Qx px e u UR * ( i α ) STUD * * e α,θˆ α,γ * STUDABS α,θ ˆ e * α, γ 1-5,102-4,997-3,370-7,568 a 2-5,165-5,014-3,998-7,685 a 3-4,659-4,617-2,923-6,842 a 1-5,102-4,997-2,523-7,568 a 2-4,562-4,812-3,998-6,757 a 3-4,640-4,617-2,924-6,832 a 1-5,102-4,997-2,523-7,568 a 2-4,562-4,812-3,998-6,757 a 3-4,640-4,617-2,924-6,832 a NOTA: O modelo 1 é para mudança no inercepo. O modelo 2 é para mudança no inercepo e na inclinação. O modelo 3 é um oulier adiivo com uma mudança na inclinação, em que a endência é associada com o momeno da quebra esruural. O méodo UR minimiza a esaísica para esar se α = 1. O méodo STUD minimiza a esaísica no parâmero associado com a mudança no inercepo ou na inclinação. O méodo STUDABS fornece o valor absoluo máximo da esaísica no parâmero associado com a mudança no inercepo ou na inclinação. T b é momeno da quebra. a rejeia H 0 a 1% e b a 5%. A parir deses resulados, pode-se inferir que a série da uilização da capacidade insalada não em raiz uniária quando é considerada a influência de quebra esruural no ese. Esa ocorre ano no inercepo quano na inclinação 16. Para as demais séries, não é possível rejeiar a hipóese de raiz uniária. Porano, para o veor x = (qx, px, e, u), em-se que qx ~ I(1), px ~ I(1), e ~ I(1) e que u ~ I(0). A esimaiva da relação de longo prazo enre as variáveis, al como na equação 3.1, mosra que o coeficiene do preço de exporação não é significaivo: log q = 0,73 (0,38) + 0,166log px + 0,440log e + ε (0,200) (0,061) (3.1) Porém, al como foi mosrado no ese de Perron, feio aneriormene, há uma mudança esruural no inercepo da 16 Para a variável u, o modelo 1 e 2 indicam uma quebra emporal em 1989:03 e 1992:01. No modelo 3 em 1992:01. Para a variável qx, o modelo 1 indica uma mudança no inercepo em 1992:01. Assim, será uilizada uma dummy de inervenção relacionada à série do quanum das exporações, caracerizada por D1, desa daa em diane. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

14 80 Morais, I.A.C. de & Barbosa, A.E. variável quanum exporado a parir do primeiro rimesre de Uilizando a variável dummy para qx, a equação de longo prazo passa a ser dada por 3.2: + ε (0,011) log q = + 0,373log px + 0,173loge + 0,072D1 2,24 (0,400) (0,186) (0,06) (3.2) Nesa relação, odos os coeficienes são significaivos; porém, a elasicidade preço-quanum não em sinal al como desejado. A elasicidade-câmbio da ofera de longo prazo é igual a 0,173, mosrando que a quanidade exporada de calçados responde de forma posiiva a uma desvalorização da axa de câmbio. Uma vez que as séries são I(1), enão pode exisir uma combinação linear enre elas que seja I(0). Para verificar isso, é feio o ese de Johansen (1988) com quaro defasagens em qx = f(px, e) 17 ; como pode ser viso na Tabela 3.4, o ese apona para a exisência de um veor de co-inegração. Normalizando ese veor para qx, em-se que β = (1-1,112-0,524 1,28c). Tabela 3.4 Tese de co-inegração de Johansen Auovalor 0,271 0,107 0,013 Tese LR 30,084 8,560 0,879 Valor Críico a 5% 29,68 15,41 3,76 H 0: Poso = r r = 0 r 1 r 2 Assim, pode ser deerminado o Mecanismo de Correção de Erros (MCE), que irá preservar as informações de curo e de longo prazo das séries. A equação 3.3 raz esas esimaivas 18 : q px (0,259) e (0,132) e (0,134) log = 0,386 log 3 0,210 log 2 + 0,133 log 4 0,539 1 ε + ζ (0,09) (3.3) 17 Como a variável uci possui ordem de inegração diferene das demais, não foi considerada para deerminar a relação de co-inegração na equação de ofera de exporações. 18 Aqui foram uilizados os resíduos da equação 3.2. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

15 Equações de ofera e demanda por exporações A parir da análise dos coeficienes em 3.3, podemos ver que as elasicidades enconradas fazem senido econômico, ano pelo sinal, quano pela magniude do número. O impaco da axa de câmbio real ao final de um ano é diferene do impaco ocorrido em dois rimesres, ou seja, a elasicidade-câmbio da ofera muda de sinal enre o 2º e o 4º rimesre. Esa seria uma evidência do efeio em J, ou seja, no curo prazo a desvalorização cambial não produz um efeio posiivo sobre as exporações de calçados 19. Iso pode esar sendo causado possivelmene, pela exisência de conraos negociados anes da desvalorização cambial ou, no caso de uma abrupa mudança cambial, os exporadores adiarem suas vendas. Comparando a elasicidade-câmbio da ofera de longo prazo com a de curo prazo, pode-se concluir que uma desvalorização real da axa de câmbio em começa a produzir efeios significaivos sobre a quanidade exporada de calçados em +4, ou seja, somene a parir de quaro rimesres. Ese impaco é de longo prazo devido à rigidez dos conraos e ao empo necessário para que as indúsrias recomponham esoques e reomem a produção para conquisarem novos mercados. Já a elasicidade-preço da ofera de curo prazo gera efeios apenas em +3, comprovando a hipóese de que o preço de exporação em efeios apenas no longo prazo. A análise da resposa das variáveis a desequilíbrios de longo prazo pode ser feia a parir do coeficiene de realimenação do modelo, que na equação 3.3 é dado por -0,539. Uma vez que ese número não é baixo, a velocidade de ajuse do sisema é relaivamene rápida, ocorrendo uma correção em orno de 53% do desequilíbrio a cada período. Como não há rabalho anerior similar que enha esimado ese ajuse para a ofera de exporações de calçados brasileiras, não é possível fazer uma comparação. Mas, ese resulado é maior do 19 Bahmani-Oskooee (1985) enconrou evidência do efeio em J para países em desenvolvimeno. Já Braga (1987) não viu essa evidência para a balança comercial brasileira. Casro (1998) obeve esa evidência para as exporações brasileiras de semimanufaurados e Cardoso (2000) para a exporação de produos agropecuários. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

16 82 Morais, I.A.C. de & Barbosa, A.E. que o enconrado em Porugal (1993), onde o processo de ajusameno das exporações indusriais ambém é rápido, 22% a cada período. 3.2 Equação de demanda de exporações Para deerminar as elasicidades da equação de demanda de exporações, a primeira hipóese aqui a ser feia diz respeio ao uso do PPI-foowear como uma proxy da variação dos preços do produo no mercado inernacional. Vale desacar que iso não invalida as esimaivas, uma vez que o mercado americano é muio grande e comercializa grande pare dos produos mundiais e, porano, sendo represenaivo do preço inernacional do produo. Além disso, a expecaiva é a de que a axa de câmbio real ambém produza um efeio posiivo sobre a quanidade exporada. Para a esimação da equação de demanda por exporações, supõe-se que a quanidade exporada seja uma função dos preços relaivos e do PIB dos EUA. Os preços relaivos podem ser deerminados de duas formas. Primeiro a parir da relação enre o índice de preços ao consumidor de calçados e o índice de preços ao consumidor geral 20, ambos para os EUA, sendo aqui denominado de pr3. A segunda alernaiva seria considerar a relação enre o índice de preço de exporação de calçados do Brasil (px) e o índice de preços ao consumidor de calçados, sendo aqui denominado de pr1. Vale ressalar que o uso da variável preço relaivo vai no senido de enar capar o peso do preço do calçado na cesa de consumo das famílias. Assim, é esperado que quano menor o índice de preço relaivo maior é a variação do preço dos demais bens do conjuno da economia em relação ao preço do calçado, ornando ese relaivamene mais barao para os consumidores. Porano, espera-se que o coeficiene enha sinal negaivo, ou seja, que β 1 < 0 em A série dos índices de preços ao consumidor de calçados é obida no BLS, CPI Foowear NSA Ciy Average. A série de preços geral é dada por CPI all iens NSA Ciy Average, 1982/84 = 100. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

17 Equações de ofera e demanda por exporações A escolha por usar variáveis da economia nore americana, em especial o PIB, para deerminar a equação de demanda por exporações, é feia com base no fao de que grande pare das exporações de calçados brasileiros é desinada para aquele país (70% em valores absoluos e 63% em volume), o que faz dos EUA o maior parceiro comercial em ermos de demanda pelo produo brasileiro nese gênero da indúsria. Ademais, assumir que o preço praicado naquele país eseja em linha com o preço médio obido por odos os ouros produores não é uma hipóese muio fore, pois há uma endência de equiparação do preço do produo desinado à exporação no comércio inernacional. Porano, esa hipóese não deve compromeer os resulados finais. Como pode ser viso na Figura 3.2, os preços relaivos quando medido por pr3 apresenam uma queda expressiva ao longo do empo, o que mosra que, para o consumidor nore americano, o peso do cuso de aquisição do calçado declinou nas duas úlimas décadas. Por ouro lado, a variável pr1 mosrase relaivamene esável em relação ao PIB dos EUA, podendo ser viso no gráfico que, durane o período analisado, ese crescimeno apresena uma fore endência crescene, que se ornou ainda mais expressiva a parir do início da década de Claramene esas duas séries não parecem ser esacionárias, possuindo uma endência deerminísica no empo, podendo ser caracerizadas como um random walk com drif. Como para as variáveis da equação de ofera de exporações, inicialmene é feio o ese para raiz uniária sazonal, para verificar a ordem de inegração das séries. As esimaivas enconram-se na Tabela 3.5. Como pode ser viso, há indício de raiz uniária na freqüência zero, dada a não rejeição da hipóese Ho em π 1, ou seja, pr1 ~ I 0 (1), pr3 ~ I 0 (1) e PIB ~ I 0 (1). Porém, não há evidência de inegração sazonal nas freqüências semi-anual e anual, pela rejeição da hipóese de raiz uniária em π 2 e π 3 π 4, para pr1 e PIB respecivamene. Assim, ano os preços relaivos quano o PIB são I 1/2 (0) e I 1/4 (0). Conudo, há uma fraca evidência de que pr3 ~ I 1/2 (1) a parir de π 2, quando se considera os modelos sem dummy sazonal. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

18 84 Morais, I.A.C. de & Barbosa, A.E. 0.1 Preços Relaivos (pr1) e PIB Preços Relaivos (pr1) PIB T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T T1 Período 2,1 Preços Relaivos (pr3) 2,08 2,06 Índice de Base Fixa 2,04 2,02 2 1,98 1,96 1,94 1,92 1, T T T T T T T T T T T T T T T T T T T1 Período FONTE: CPI (Consumer Price Index) e PIB Bureau of Labor Saisics of he US Deparmen of Labor. Figura 3.2 Variáveis Relaivas à Demanda de Exporações Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

19 Equações de ofera e demanda por exporações Tabela 3.5 Tese de Raiz Uniária Sazonal para a demanda de exporações Pr1 Pr3 PIB Aux. Reg. π 1 π 2 π 3 π 4-1,658-3,165 a 5,059 a I -2,493-5,276 a 18,411 a I, SD -2,791-5,072 a 26,267 a I, Tr -3,887-2,813 4,090 a I, SD, Tr -2,931-5,040 a 25,931 a -2,836 a -1,616 55,717 a I 0,732-1,582 44,321 a I, SD 0,415-2,854 b 35,592 a I, Tr -2,400-1,627 41,998 a I, SD, Tr -2,436-2,846 b 34,507 a 2,642-4,297 a 47,971 a I -2,094-3,994 a 41,747 a I, SD -2,089-3,734 a 43,504 a I, Tr -2,051-4,129 a 43,713 a I, SD, Tr -2,054-3,877 a 45,558 a NOTA: O ermo deerminísico é zero (-), um inercepo (I), uma dummy sazonal (SD) e uma endência (Tr). O nível de significância de 1%. A abela pode ser consulada em Hylleberg e al. (1990). Para verificar a exisência de esacionariedade na freqüência zero, é feio o ese ADF para as séries em nível e em primeira diferença; os resulados enconram-se na Tabela 3.6. Tabela 3.6 Tese de raiz uniária equação de demanda de exporações τ τ µ τ τ I(.) τ τ µ τ τ I(.) Pr1-2,230 b -4,181 a -4,390 a I(1) pr1-4,201-4,158-4,110 I(0) Pr3-1,951 b 0,476-2,625 I(1) pr3-2,370-3,258-3,513 I(0) PIB -3,230 a -1,812-1,247 I(1) PIB -0,947-5,876-6,257 I(0) Como pode ser viso, ano a série dos preços relaivos quano a que se refere ao PIB, ornam-se esacionárias a parir da primeira diferença; conudo, em pr1 a rejeição da hipóese de raiz uniária só ocorre a parir de 5%. Por fim, é feio o ese proposo em Perron (1997), com o inuio de verificar a exisência ou não de raiz uniária na presença de quebra esruural. Os resulados esão na Tabela 3.7. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

20 86 Morais, I.A.C. de & Barbosa, A.E. Tabela 3.7 Tese de raiz uniária na presença de quebra esruural Méodo de escolha de T b Modelo Pr1 Pr3 PIB 1-5,367-4,244-2,431 UR * ( i α ) 2-5,343-3,623-2, ,773-3,662-3,420 STUD * e α,θˆ * α,γ * STUDABS - e α,θ ˆ * α, γ 1-5,330-4,244-2, ,763-3,464-2, ,770 b -3,597-1, ,330 b -4,244-2, ,763-3,464-2, ,770 b -3,597-1,982 Como pode ser viso, para odas as séries, a hipóese de raiz uniária não pode ser rejeiada, mesmo na presença de quebra esruural, ano no inercepo quano na inclinação 21. Porano, para o veor x = (qx, pr, PIB), em-se que qx ~ I(1), pr ~ I(1) e que PIB ~ I(1), o que orna possível a exisência de pelo menos um veor de co-inegração. A esimaiva da equação de longo prazo, a parir da relação qx = f (pr, PIB) 22 produz os seguines resulados, equação 3.4: logq = 0,24log pr + 0,756log PIB + ε (0,04) (0,05) (3.4) A elasicidade-preço da demanda é negaiva, porém seu coeficiene não é elevado. Assim, a hipóese de que o Brasil seja um país pequeno, especificamene nese seor, deve ser descarada 23. Por fim, al como esperado, a elasicidade-renda da demanda é posiiva, mas menor do que a unidade. A seguir, é feio o ese de co-inegração de Johansen (1988) para verificar quanos veores de co-inegração 21 Para a série pr1 esa hipóese é rejeiada a 5%, indicando uma quebra em 1996: 02 e 1998: A série de preços relaivos uilizada pode ano ser a pr1 quano a pr3, endo sido escolhida a segunda. 23 Na hipóese de um país pequeno, a elasicidade renda-demanda é ala e a elasicidade-preço é infinia. Em Andrade (2001), pode-se ver que no ano de 1998 o Brasil respondeu por 4,7% da produção mundial de calçados e por 2,1% das exporações oais, ambos em milhões de pares. Amazonas e al. (1996) enconrou uma baixa elasicidade-renda da demanda para a exporação de manufaurados brasileiros, confirmando a hipóese de que o Brasil não é um país pequeno. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

21 Equações de ofera e demanda por exporações exisem. Como pode ser viso na Tabela 3.8, para o ese feio com quaro defasagens, não é possível rejeiar a hipóese de exisência de um veor de co-inegração na relação enre a quanidade exporada, o preço relaivo e o PIB dos EUA. Normalizando ese veor para qx, em-se que: b = (1-0,492 0,852-2,725c) 24. Tabela 3.8 Tese de co-inegração de Johansen Auovalor 0,261 0,134 0,025 Tese LR 32,086 11,494 1,716 Valor Críico a 5% 29,68 15,41 3,76 H 0: Poso = r r = 0 r 1 r 2 Em seguida, é esimado o modelo dinâmico, dado pelo mecanismo de correção de erros, onde se pode ver as elasicidades de curo prazo e o veor de ajuse. Todos os coeficienes esimados são significaivos (enre parêneses esão os desvios-padrão). log q = 2,192 log pr + 3,577 log PIB 3,237 log PIB 2 0,379 1 (0,867) (2,350) (2,382) ε + ζ (0,092) (3.5) A elasicidade-preço da demanda coninua negaiva, o que significa que o calçado, para o americano, pode ser considerado um bem normal e que, no segmeno que o produo brasileiro aua, suas exporações afeam os preços inernacionais. Ese impaco de um aumeno de preços se concenra no 1º rimesre, decaindo ao longo do empo. Já a elasicidaderenda da demanda de curo prazo em uma inerpreação complicada, uma vez que o coeficiene do 1º rimesre é posiivo; porém, no 2º rimesre, ese se orna negaivo. Iso nos leva a inferir que, na medida em que aumena a renda nos EUA, há expansão da demanda por calçado brasileiro; conudo, após dois rimesres, ocorre uma reversão dessa endência. O coeficiene da velocidade de ajuse do modelo não é baixo (0,38), demonsrando que o ajuse da demanda por 24 A ordem da sequência das variáveis aqui é, qx, pr, Pib e consane. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

22 88 Morais, I.A.C. de & Barbosa, A.E. calçados a um impaco nos preços e na renda é rápido, ou seja, em orno de 38% do desequilíbrio é corrigido a cada rimesre. Ese resulado ambém esá de acordo com o enconrado por Porugal (1993) 25 para o ajusameno do desequilíbrio da demanda por exporações indusriais, que foi de 20% a cada período. 4 Conclusão Nese arigo foram feios os eses de raiz uniária na freqüência zero e sazonal para a série do índice de quanum e preço de exporação de calçados, do câmbio real e da uilização da capacidade insalada do respecivo seor, dos preços relaivos e do PIB dos EUA, não sendo enconrada evidência de inegração sazonal em nenhuma desas variáveis. Pelo ese de Perron (1997) para raiz uniária na presença de quebra esruural, conclui-se que uci ~ I(0), ou seja, a série é esacionária. Também, aravés da meodologia de Johansen (1988) verifica-se a exisência de apenas um veor de coinegração para cada relação. Por fim, foram esimadas equações de ofera e demanda por exporações de longo prazo do seor de calçados do Brasil para o período de 1985T1 e 2003T1. A relação de curo prazo foi obida aravés da meodologia do mecanismo de correção de erros. Para a equação de ofera, ficou evidene a imporância dos impacos de uma variação da axa de câmbio sobre o quanum exporado no longo prazo. A elasicidade enconrada foi de 0,173, iso é, uma variação de 1% do câmbio produz um impaco de 0,17% na quanidade exporada. No curo prazo ocorre o efeio em J, ou seja, após a desvalorização do câmbio, as exporações não reagem como esperado, ficando o ajuse para o longo prazo. Verificou-se, ambém, que a reação do exporador à uma variação na axa de câmbio em um efeio menor do que uma variação dos preços de exporação, que só em impacos no longo prazo. Aravés do veor de correção de erros, noa-se que o ajuse da quanidade exporada a uma variação dos preços e do câmbio é relaivamene rápido, ocorrendo uma correção em 25 Cabe salienar que o auor ambém enconrou, para o conjuno das exporações indusriais, que o Brasil é um país pequeno para o período mais recene. Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

23 Equações de ofera e demanda por exporações orno de 53% em cada rimesre. Para a equação de demanda por exporação verifica-se que o baixo valor da elasicidadepreço é um indicaivo de que o Brasil é um país grande no segmeno que aua no comércio inernacional de calçados. Cabe ressalar que a maior pare dos impacos de uma variação dos preços é verificada no curo prazo, revelando que o calçado brasileiro é um bem normal para o consumidor noreamericano. Para a elasicidade-renda, os impacos ocorrem no curo prazo em que, para uma variação de 1% na renda, ocorre um aumeno de 3,5% na demanda por calçados no mesmo período. Porém, esa endência de aumeno da demanda é reverida no momeno seguine. Esa caracerísica de curo prazo no impaco desas variáveis ambém foi evidenciada pelo coeficiene de ajusameno do modelo. Ou seja, aravés do veor de correção de erros noa-se que o ajuse a desequilíbrios do modelo é rápido, em orno de 38% em cada rimesre. Diane do exposo, pode-se dizer que a recene queda da axa de crescimeno da economia nore-americana pode esar sendo compensada, no longo prazo, ano pela desvalorização do real frene ao dólar, ou enão por uma queda do preço do produo no mercado americano. Além disso, como ficou evidenciado nese rabalho, a axa de câmbio influencia a dinâmica das exporações de calçados. Mas, é imporane frisar que ese seor não poderá conar indefinidamene com os benefícios de uma desvalorização real da axa de câmbio. Vale ressalar que boa pare do ganho de renabilidade das exporações advinda de uma desvalorização cambial excessiva é ransferida para os consumidores exernos, com o objeivo de enar maner a compeiividade das exporações. Dado que a produção de calçados é inensiva em mão-de-obra, uma alernaiva ao câmbio seria a menor incidência de ribuos sobre as exporações, que podem esimular a expansão do seor criando, desa forma, mais empregos. 5 Referências ABICALÇADOS. Resenha esaísica Disponível em: < com.br>. Acesso em: jul AMAZONAS, A.; BARROS, A. R. Manufacured expors from Brazil: deerminans and consequences. Revisa Brasileira de Economia, v. 50, n. 1, p , Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006

24 90 Morais, I.A.C. de & Barbosa, A.E. ANDRADE, J. E. P.; CORREA, A. R. Panorama da indúsria mundial de calçados, com ênfase na América Laina. BNDES Seorial, n. 13, p , BAHMANI-OSKOOEE, M. Devaluaion and he J-curve: some evidence from LDCs. The Review of Economics and Saisics, v. 67, n. 3, BRAGA, H. C.; ROSSI, J. W. A dinâmica da balança comercial no Brasil, Revisa Brasileira de Economia, v. 41, n. 2, p , CARVALHO, A.; NEGRI, J. A. Esimação de equações de imporação e exporação de produos agropecuários para o Brasil (1977/1998). Texo para Discussão nº 698, Rio de Janeiro: IPEA, CASTRO, A. S.; CAVALCANTI, M. A. F. H. Esimação de equações de exporação e imporação para o Brasil 1955/95. Pesquisa e Planejameno Econômico, v. 28, n. 2, p. 1-68, ENDERS, W. Applied economeric ime series. Cidade: John Wiley & Sons, ENGLE, R. F.; GRANGER, C. W. J. Coinegraion and error-correcion: represenaion, esimaion, and esing. Economerica, v. 55, p , ENGLE, R. F.; GRANGER, C. W. J. Long-run economic relaionship: readings in coinegraion. Oxford: Oxford Universiy Press, ENGLE, R. F.; YOO, B. Forecasing and esing in coinegraion sysems. Journal of Economerics, v. 35, p , FERREIRA, A. H. B. Teses de Granger-causalidade para a balança comercial brasileira. Revisa Brasileira de Economia, v. 47, p , HARRIS, R. I. D. Using coinegraion analysis in economeric modeling. [S.l.]: Prenice Hall Harveser Wheasheaf, HARVEY, A. C. Forecasing, srucural ime series models and he Kalman filer. Cambridge: Cambridge Universiy Press, HYLLEBERG, S.; ENGLE, R. F.; GRANGER, C. W. J.; YOO, B. S. Seasonal inegraion and coinegraion. Journal of Economerics, 44, p , JOHANSEN, S. Saisical analysis of coinegraion vecors. Journal of Economic Dynamics and Conrol, n. 12, p , KANNEBLEY Jr., S. Exchange rae pass-hrough: uma análise seorial para as exporações brasileiras ( ). Economia Aplicada, v. 4, n. 3, p , KROLZIG, Hans-Marin. Saisical analysis of coinegraed VAR processes wih markovian regime shifs. Working Paper, MORAES, P. B. Uma noa sobre as imporações brasileiras de produos manufaurados. Revisa de Economeria, ano VI, n. 2, p , NELSON, C.; PLOSSER, C. I. Trends and random walks in macroeconomic ime series: some evidence and implicaions. Journal of Moneary Economics, v. 10, p , PERRON, P. Furher evidence on breaking rend funcions in macroeconomic variables. Journal of Economerics, v. 80, p , PINHEIRO, A. C.; HORTA, M. H. A compeiividade das exporações brasileiras no período 1980/88. Pesquisa e Planejameno Econômico, v. 22, n. 3, p , PINHEIRO, A. C.; BORGES, C. P., ZAGURY, S.; MESQUITA, M. Composição seorial dos incenivos às exporações brasileiras. Revisa Brasileira de Economia, v. 47, n. 4, p , PORTUGAL, M. S. Um modelo de correção de erros para a demanda por imporações brasileira. Pesquisa e Planejameno Econômico, v. 22, n. 3, p , A insabilidade dos parâmeros nas equações de exporação brasileiras. Pesquisa e Planejameno Econômico, v. 23, n. 2, p , RESENDE, M. F. C. Dinâmica das imporações de bens de capial no Brasil: um esudo economérico. Revisa Brasileira de Economia, v. 51, n. 2, p , Análise, Poro Alegre, v. 17, n. 1, p , jan./jul. 2006