TRANSMISSÃO DE PREÇOS NO MERCADO DE CANA-DE-AÇÚCAR ENTRE OS ESTADOS DE SÃO PAULO E PARANÁ

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1 TRANSMISSÃO DE PREÇOS NO MERCADO DE CANA-DE-AÇÚCAR ENTRE OS ESTADOS DE SÃO PAULO E PARANÁ pfashiki@unioese.br APRESENTACAO ORAL-Comercialização, Mercados e Preços MARIZA ZENI DE CASTRO TOMASETTO 1 ; MARIO ANTONIO MARGARIDO 2 ; PERY FRANCISCO ASSIS SHIKIDA 3. 1,3.UNIOESTE, TOLEDO - PR - BRASIL; 2.FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS, SÃO PAULO - SP - BRASIL. TRANSMISSÃO DE PREÇOS NO MERCADO DE CANA-DE-AÇÚCAR ENTRE OS ESTADOS DE SÃO PAULO E PARANÁ PRICE TRANSMISSION IN THE SUGARCANE MARKET BETWEEN SÃO PAULO AND PARANA STATE GRUPO DE PESQUISA: 1 - COMERCIALIZAÇÃO, MERCADOS E PREÇOS Resumo Nese rabalho, analisou-se a ransmissão espacial de preços enre os mercados de cana-deaçúcar de São Paulo e Paraná, de janeiro de 1995 a fevereiro de A meodologia de análise foi por meio do méodo Box-Jenkins para modelos Auo Regressivos de Médias Móveis (ARIMA) aplicados a séries emporais, ese de raiz uniária Dickey-Fuller Aumenado (ADF), ese de co-inegração de Engle-Granger, modelo de função de ransferência e Modelo de Correção de Erro (MCE). Os resulados indicaram que as séries são co-inegradas, ou seja, há relação de longo prazo. As elasicidades de ransmissão de preços ano de curo quano de longo prazo apresenaram-se inelásicas. Consaa-se ambém que um choque não anecipado no preço da cana-de-açúcar em São Paulo é ransmiido na magniude de 41,19% para os preços da cana-de-açúcar no Paraná no curo prazo. No longo prazo, choques não anecipados no preço da cana em são Paulo são ransmiidos com magniude igual a 99,84%. Essa relação é inelásica, mas, muio próxima de uma relação com elasicidade uniária. Ese resulado mosra o elevado grau de inegração espacial de preços enre os dois mercados, como era esperado. Palavras-chaves: Cana-de-açúcar; séries emporais; ransmissão de preços. Absrac The aim of his sudy was o analyze he spaial price ransmission beween he sugarcane markes of Sao Paulo and Paraná, from January 1995 o February The sudy adoped he Box-Jenkins mehod for models of Auo Regressive Moving Average (ARIMA) applied o ime series, he uni roo Augmened Dickey-Fuller es (ADF), an Engle- Granger coinegraion es, a ransfer funcion model and he Error Correcion Model (MCE). The resuls indicaed ha he series are co-inegraed, ha is, here is long-erm relaionship. The elasiciy of price ransmission, boh he long-erm and he shor-erm, presened iself inelasic. Furhermore, i is observed, in he shor-erm, an unanicipaed shock in he price of he sugarcane in Sao Paulo in he magniude of 41.19% o he price of Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 1

2 he sugarcane in Paraná. In he long erm, unanicipaed shocks in he price of sugarcane in São Paulo are ransmied wih a magniude equal o 99.84%. This relaionship is inelasic, hough very close o a uniary elasiciy. This resul shows a high degree of spaial inegraion of prices beween he wo markes, as expeced. Key Words: Sugarcane; ime series; price ransmission. 1. INTRODUÇÃO A agroindúsria canavieira, que engloba a pare agrícola e indusrial das usinas e desilarias, desempenhou relevane papel no processo de formação econômica do Brasil, consolidando a ocupação de pare do lioral brasileiro, especialmene do Nordese. Tano a cana-de-açúcar quano seus principais produos derivados (açúcar e álcool) iveram fore regulamenação esaal aé a década de Nesse período, o Insiuo do Açúcar e do Álcool (IAA) não só deerminava os preços da cana-de-açúcar, açúcar e álcool como ambém paricipava na comercialização desses produos (SHIKIDA, 1997). A produção mundial de cana-de-açúcar foi de quase 1,4 bilhão de oneladas (safra 2007/2008) com predominância na faixa ropical do planea, nos países da América Laina, África e do Sudese Asiáico. Nesse conexo, aualmene, o Brasil insere-se como líder mundial na produção de cana-de-açúcar, com uma área planada de see milhões de hecares, ocupando 1% da área nacional e apenas 2% da área apa à agriculura (UNIÃO DA INDÚSTRIA DA CANA-DE-AÇÚCAR UNICA, 2010). Além disso, processou pero de 572 milhões de oneladas na safra 2008/2009, cerca de 90% do oal na principal região produora do País - a Cenro-Sul especialmene no Esado de São Paulo (COMPANHIA NACIONAL DE ABASTECIMENTO CONAB, 2009). Com relação a São Paulo, ese é o maior produor de cana-de-açúcar, com 346 milhões de oneladas de cana produzidas na safra 2008/2009 (61% do oal nacional). Na sequência aparecem Paraná e Minas Gerais com, respecivamene, 44,8 milhões (8%) e 42,5 milhões (7%) de oneladas de cana produzidas na safra supraciada (ASSOCIAÇÃO DE PRODUTORES DE BIONERGIA DO ESTADO DO PARANÁ ALCOPAR, 2010). A evolução crescene da agroindúsria canavieira desde o início da década de 1990 deve-se, enre ouras razões, aos alos preços para o açúcar e o álcool, a expansão do mercado exerno e inerno para o eanol, à diminuição do proecionismo dos países desenvolvidos e ao impulso dado pelos carros biocombusíveis - combusível de origem vegeal, como cana-de-açúcar, fomenado pela idéia de ser menos poluene -, além dos faores edafoclimáicos favoráveis para a produção de cana no Brasil (ALVES, 2002; BURNQUIST e al., 2002; BACCHI, 2006; OLIVEIRA, L. C., 2006). O agronegócio brasileiro, graças a odas as vanagens do Brasil na produção agrícola, é responsável em grande pare pelas exporações brasileiras, pelo incremeno do Produo Inerno Bruo (PIB) e pela geração de emprego. Em especial, a agroindúsria canavieira conribui consideravelmene com a economia do País, de modo que se orna imporane verificar a ransmissão de preços da cana-de-açúcar enre os dois esados considerados os maiores produores. Nesse conexo, o presene esudo em o objeivo de analisar como as variações nos preços da cana-de-açúcar pagos ao produor em São Paulo manifesaram-se quaniaiva e emporalmene sobre os preços pagos aos produores do Esado do Paraná, com referência ao período de janeiro de 1995 a fevereiro de Por meio de méodos economéricos, Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 2

3 verificou-se a exisência de relacionameno de longo prazo enre essas duas variáveis; e como as variações nos preços da cana-de-açúcar paulisa são ransmiidas para os preços da cana paranaense ao longo do empo. Além desa inrodução, apresenam-se algumas noas sobre ransmissão espacial de preços, inegração espacial de mercado, Lei do Preço Único (seção 2) e os procedimenos meodológicos (seção 3). Os resulados enconram-se na seção 4, e as conclusões na úlima seção (5). 2. TRANSMISSÃO ESPACIAL DE PREÇOS, INTEGRAÇÃO ESPACIAL DE MERCADO E A LEI DO PREÇO ÚNICO Uma ampla lieraura esudou a relação enre preços, ano espacialmene (com enfoque economérico) quano vericalmene. As premissas de ransmissão de preços oais e inegração de mercado correspondem àquelas de compeição padrão, ou seja, em um mundo real e sem ario, a Lei do Preço Único (LPU) deveria regular relações de preço espaciais, enquano o preço ao longo da cadeia de produção dependerá exclusivamene dos cusos de produção (CONFORTI, 2004). A elasicidade de ransmissão de preço, segundo Barros e Burnquis (1987), em a ver com a variação relaiva no preço de um mesmo produo em um nível de mercado relaiva à variação em ouro nível, conservados em equilíbrio esses dois níveis de mercado depois do choque inicial em um deles. Segundo Goodwin (2006), esudos que invesigam ransmissão de preços ano para verificar em que medida os choques enre diferenes níveis de mercados (por exemplo: aacado, varejo, produor) ou enre mercados separados espacialmene já há algum empo são considerados imporanes indicadores de desempenho de mercado. Embora inimamene relacionados, a análise da ransmissão verical de preços é considerada relevane sobre quesões de esruura, condua e desempenho, enquano a análise da ransmissão espacial de preços é uilizada como um imporane indicador do exercício do poder e exensão de mercado. O conceio de ransmissão espacial de preços esá ligado ao grau em que choques de preços endem a ser ransmiidos enre disinos mercados. Assim, muias vezes, mercados separados espacialmene esão inegrados nas quesões que dizem respeio à ransmissão espacial de preços, que ano pode ser enre diferenes blocos econômicos ou enre regiões de um mesmo país (GOODWIN, 2006). Mercados inegrados são definidos por Faminon e Benson (1990) como aqueles nos quais os preços são deerminados de maneira inerdependene, ou seja, alerações de preços em um mercado são ransmiidas aos preços de ouros. Para Fackler e Goodwin (2000) é necessário que diferenes regiões paricipem de um sisema de comércio que envolva fluxo de mercadorias e informações para ocorrer inegração de mercado, porém, essas regiões não necessiam obrigaoriamene possuir relações de comércio direo para apresenarem um alo grau de inegração. Isso se aplica principalmene no caso das commodiies inernacionais. A ransmissão de preços pode ocorrer indireamene, pois a endência é de que os preços em um mercado respondam a choques ocorridos em ouro mercado. A ausência de inegração de mercado ou de ransmissão de preços de um mercado para ouro em implicações imporanes para o bem-esar econômico no senido de dar Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 3

4 supore aos agenes econômicos para conduzir as decisões, como por exemplo, as reformas políicas. Esudos sobre ransmissão de preços podem fornecer imporanes informações quano à forma como são ransmiidas as mudanças de um mercado a ouro, a exensão de inegração de mercado, assim como aé que pono os mercados funcionam eficazmene. Além disso, são fundamenados em conceios relacionados ao comporameno de preço em condições de espaço, a exemplo da LPU (RAPSOMANIKIS e al., 2003). Fackler e Goodwin (2001) ressalam que a LPU garane que mercados regionais, ligados pelo comércio e arbiragem, apresenarão um preço único para seus produos, porém desacam a imporância de separar os cusos de ransferência (ou de ransação). É possível, ambém, que dois mercados sejam inegrados, mas que a LPU não se aplique devido aos alos cusos de ransferência, informação assimérica ou barreiras comerciais. Assim, afirma-se que dois mercados são perfeiamene inegrados quando uma variação no preço de um mercado é ransmiida inegralmene ao ouro. Sexon e al. (1991) concordam que a não inegração enre os mercados pode ser decorrene dos alos cusos de ransação, da inerferência do governo, de barreiras de comércio, informação assimérica de mercado e pela exisência de compeição imperfeia. De acordo com Goodwin e Schroeder (1991), em mercados inegrados as informações de preços são ransmiidas de forma mais precisa, favorecendo a especialização e as decisões de comercialização, além da eficiene movimenação do produo. Além disso, a inegração espacial de mercados implica uma relação de equilíbrio de longo prazo. Nesse senido, em um mercado inegrado, os preços endem à padronização pela ação de mecanismos como arbiragens ou subsiuição em função desses preços evoluírem de forma semelhane ao longo do empo. A eoria da LPU sugere que ao se absraírem os cusos de ransação, os mercados regionais ligados por comércio e arbiragem erão um único preço para o produo homogêneo considerado. Ravallion (1986) desaca que o comércio se encarrega de ajusar as diferenças espaciais de preços. Assim, de acordo com ese auor, esudos que abordam a inegração espacial enre mercados disinos podem auxiliar na alocação eficiene dos recursos governamenais, sobreudo em países subdesenvolvidos, onde os recursos financeiros são escassos, e na deecção de regiões-chave na propagação de incenivos políicos e da dependência emporal enre elas. 3. PROCEDIMENTOS METODOLÓGICOS Os dados uilizados nese rabalho consisem em séries emporais mensais dos preços pagos aos produores de cana-de-açúcar em São Paulo 1 e no Paraná 2 do período de janeiro de 1995 a fevereiro de 2009, considerando-se a unidade moneária o Real (R$) e a unidade de medida a onelada. A meodologia de análise desa pesquisa foi por meio do méodo de Box-Jenkins (vide Box e al., 2008) para séries emporais, o qual foi desenvolvido primeiramene por 1 Obidos no banco de dados do Insiuo de Economia Agrícola (IEA) ( ). 2 Coleados na base de dados do Insiuo de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA) ( ) Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 4

5 Box e Jenkins (1970). Os dados foram rabalhados na forma logarímica 3 e os cálculos foram realizados pelo Saisical Analysis Sysem (SAS ) versão Tese da Raiz Uniária do Tipo ADF Um processo esocásico é fracamene esacionário quando preencher rês condições básicas. Na primeira condição, sua média em que ser consane ao longo do empo [E(y) é consane para odo ]. Na segunda, a sua variância ambém não deve variar ao longo do empo [Var(y) é consane para odo ]. Enfim, a sua covariância indica que a auocorrelação enre dois valores de y omados a parir de dois períodos de empo disinos depende somene do inervalo do empo enre esses dois valores e não da sua daa [Cov(y, y +s ) é consane para odo que não seja igual a s] (FREITAS e al., 2001). Para deerminar a ordem de inegração das variáveis foi uilizado o ese de raiz uniária Dickey-Fuller Aumenado (ADF), conforme apresenado em Dickey e Fuller (1979 e 1981). Os valores críicos abelados para os eses de raiz uniária individuais foram obidos em MacKinnon (1991), enquano que os valores abelados para os eses conjunos foram obidos em Dickey e Fuller (1981). O ese de raiz uniária ADF uiliza a seguine auo-regressão: p y = α + β + ( ρ 1 y ρ y + e (01) 1 ) 1 1 j = 1 j + 1 y = Υ Υ 1 e j é a própria variável dependene diferenciada e defasada, sendo que o número de defasagens é deerminado pelo menor valor do Criério de Informação de Schwarz (Bayesian Informaion Crierion - BIC) ou enão Akaike (Akaike Informaion Crierion - AIC), enre ouros, visando eliminar a auocorrelação dos resíduos e, enão, e represena a esruura de erro, a qual se declara igual e independenemene disribuída. O ese de raiz uniária verifica a validade da hipóese nula de presença de raiz em que: α é o inercepo; é a endência, é o operador diferença ( ) uniária ( ρ = 1)conra a suposição alernaiva de que a série é esacionária ( ρ < 1), analisando a presença ou não da consane e/ou da endência (denominadas de eses τ, τ µ, τ τ ), e ao mesmo empo permie a realização de eses conjunos sobre o parâmero de raiz uniária e a presença ou não do inercepo ou endência (eses φ, φ ) Idenificação dos Modelos ARIMA Na seqüência, buscando idenificar o processo gerador de cada série de empo, foram uilizados os modelos Auo-Regressivos Inegrados de Médias Móveis (ARIMAs), uma vez que esses modelos univariados embasam a elaboração dos modelos de função de ransferência (ARIMA com duas séries de variáveis ou mais, ou seja, mulivariado). O processo foi realizado conforme Box e al. (2008), Mills (1990) e Vandaele (1983). De acordo com esse méodo, uma série emporal pode ser explicada em pare por ela mesma, endo como base seus respecivos valores passados, ambém denominados de j 3 Assim, segundo Margarido e Sousa (1998), os valores dos coeficienes esimados de cada variável fornecem direamene as suas respecivas elasicidades de curo e longo prazo. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 5

6 parâmeros auo-regressivos (AR) e/ou próprios erros presenes e passados (parâmeros de médias móveis - MA). Basicamene, o modelo ARIMA em a seguine represenação: θ ( B ) y% = a φ ( B ) em que: y~ é a variável B B enquano que θ ( ) e ( ) (02) y diferenciada e cenrada em relação à sua própria média, φ são polinômios que represenam o operador de média móvel de ordem q e o operador auo-regressivo de ordem p simulaneamene. Primeiramene, filra-se a série original visando descobrir e idenificar seu respecivo processo gerador, de modo a orná-la esacionária. Considerando as respecivas funções de auocorrelação regular e parcial, examina-se se o processo é auo-regressivo e/ou de médias móveis e, ambém, qual(is) é(são) a(s) sua(s) respeciva(s) ordem(ns). Segundo Margarido e al. (1994), depois de consruir o(s) filro(s) e submeer a série a ese filro, os resíduos devem ser analisados para consaação da efeividade da filragem. A hipóese subenendida é de que a passagem da(s) série(s) pelo(s) filros lineares resulará(ão) em um resíduo ruído branco, iso é, normal e independenemene disribuído com média zero e variância consane Modelo de Função de Transferência Para o cálculo da elasicidade de ransmissão de preços e o senido da causalidade foram uilizados os modelos de função de ransferência, conforme Box e al. (2008). O modelo de defasagens disribuídas 4 é represenado pela relação da variável dependene em função direa dos números de valores passados da variável independene. Sendo assim, o conceio de função de ransferência supõe que variações na(s) variável(is) independene(s) são ransmiidas para a variável dependene. O modelo de função de ransferência assume a seguine forma: s ω - 0 ω B ω s B θ(b) Y = + r X i b a 1 - δ B (B) 1 δ r B φ (03) θ é ω são os impacos de δ represena a noção ou faor de ajusameno de longo prazo, e um parâmero b que represena o impaco inicial da série de enrada X sobre a série de saída Y, iso é, o número compleo de inervalos de empo necessários para que o impaco inicial na variável X i produza algum efeio em Y, s represena a quanidade de defasagens significaivas exclusive b, e por fim r manifesa a presença de elemenos de longo prazo na função de ransferência, uma vez que quando r = 1, por exemplo, implica em mudanças na variável de enrada sobre a variável de saída com as defasagens endendo ao infinio. em que: Y é a variável endógena, X i (com i = 1,..., n) são as variáveis explicaivas, ( B) o operador de média móvel, φ ( B) é o operador auo-regressivo, ( B) curo prazo e ( B) 4 Vandaele apud Margarido e Sousa (1998) sugere que se recorra à lieraura economérica que raa sobre modelos com defasagens disribuídas para se compreender em que consise a abordagem mulivariada ou modelo de função de ransferência. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 6

7 O modelo de função de ransferência compleo, ou seja, conendo uma consane e mais de uma variável de enrada, é represenado da seguine forma: m y ω i ( B ) θ ( B) = θ 0 + x i, b + a i = 1 δ i ( B ) i φ ( B ) (04) em que: m represena o número de variáveis exógenas que compõe o modelo. A consrução dos modelos de Box e Jenkins envolve rês fases, ano no conexo univariado (uma só série emporal) como no de função de ransferência (duas séries emporais, ou mais), quais sejam: idenificação, esimação e verificação. Nos modelos com função de ransferência, avaliam-se, ainda, as funções de correlação cruzada, as quais envolvem as correlações enre a variável dependene e as variáveis explicaivas. Na fase de idenificação, deerminam-se os valores de p, d e q (ordens de auo-regressão, inegração e médias móveis, respecivamene) do modelo ARIMA e a ordem dos polinômios ω B eδ B do modelo de função de ransferência. A verificação dos modelos é feia j ( ) ( ) j por meio da análise de resíduos, os quais devem esar limpos, ou seja, não pode exisir correlação enre eles (ruído branco). Nese rabalho, uilizou-se o méodo elaborado por Haugh e Box (1977), uma vez que ese em a vanagem de deerminar não somene a exisência ou não de causalidade enre a variável de saída Y e a(s) variável(is) de enrada X, bem como o seu respecivo senido, aravés da análise visual da função de correlação cruzada (CCF). Especificamene, ese méodo expõe o grau de relação enre duas séries X e Y, via a caracerização individual de cada modelo univariado; e, ao mesmo empo, relaciona os resíduos de cada série de maneira conjuna. Assim como na meodologia Box e Jenkins (1970), o primeiro passo consise em idenificar, para cada série, seu respecivo modelo ARIMA. Na seqüência, os resíduos para cada série u x e u y são ajusados aravés da função de correlação cruzada (CCF) de ambas as séries. Com base nos resulados da CCF, é possível idenificar a relação exisene enre os resíduos de X e Y. A seguir é feio o ajusameno dos modelos univariados, ano para X quano para Y, com o modelo idenificado aneriormene, por meio da conexão de u x e u y. Pode, enão, ser idenificado um modelo de defasagens disribuídas relacionando-se X e Y Tese de Co-Inegração de ENGLE-GRANGER Nos eses de co-inegração em-se que, se duas ou mais variáveis forem inegradas de mesma ordem, haverá uma relação esável de longo prazo, ou seja, as variáveis se coinegram. Nesse senido, se duas variáveis x e y são inegradas de ordem 1 [I(1)], a sua combinação linear, a qual é dada por z = y α x, ambém o será [I (1)]. Se ambas as variáveis forem [I (1)] e z for esacionário, iso é, [I (0)], enão, y e α x devem er componenes de longo prazo que praicamene se cancelam para produzir z. Quando iso ocorre, pode-se afirmar que y e x são co-inegradas. Segundo Engle e Granger (1991), a relação enre co-inegração e o conceio de equilíbrio de longo prazo pare do princípio de que esse equilíbrio é represenado como y = α x, onde z, na expressão anerior, é o modelo de erro de equilíbrio, ou seja, mede quano o sisema represenado por (x, y ) se enconra afasado do pono de equilíbrio. Se duas variáveis são co-inegradas, enão elas Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 7

8 endem para uma condição de equilíbrio de longo prazo; enreano, no curo prazo, essas duas variáveis podem não alcançar uma condição de equilíbrio em função de faores econômicos que eviem essa convergência. Tais faores podem ser em nível microeconômico (exemplo: conraos) ou macroeconômico (exemplo: implemenação de insrumenos de políica econômica). Assim sendo, o modelo de correção de erro exibe a velocidade com a qual essas duas variáveis convergem para um esado de equilíbrio de longo prazo. Ouro aspeco imporane reside na inerface enre co-inegração e modelo de correção de erro, pois, de acordo com Engle e Granger (1991, p. 10), a co-inegração implica que o sisema segue uma represenação de correção de erro e, reciprocamene, um sisema de correção de erros em variáveis co-inegradas. O procedimeno básico desse ese, uma vez consaado que x e y são variáveis [I(1)], consise em esimar a seguine regressão com as variáveis em nível: y = α + β x + u (05) Logo após, uilizam-se os resíduos (u ) desa úlima regressão e aplica-se o ese de raiz uniária, do ipo ADF sobre esses resíduos. Na indicação que os resíduos são esacionários pelos resulados do ese ADF, poder-se-á, enão, concluir que as duas variáveis y e x são co-inegradas. Em MacKinnon (1991) enconram-se os valores decisivos, uilizados ano para o ese de raiz uniária sobre os resíduos, quano para os eses de co-inegração Modelo de Correção de Erro (MCE) Confirmada a co-inegração enre as séries emporais, inclui-se o modelo de correção de erro por meio da esimação de uma regressão, porém, desa vez, com resíduos defasados de um período, com o objeivo de ligar os aspecos de curo e de longo prazo, conforme proposo por Banerjee (1993). y = ω 0 + ω 1 x γ ( y 1 β x 1 α ) + ε (06) O modelo de correção de erro admie a ligação enre aspecos relacionados com a dinâmica de curo com os de longo prazo. Nesse senido, de acordo com Banerjee e al. (1993, p. 139): Os mecanismos de correção de erro preendem fornecer um caminho para combinar as vanagens de se modelar ano em nível quano nas diferenças. Em um modelo de correção de erro ano a dinâmica do processo de ajusameno de curo prazo (variações), quano de longo prazo (níveis) são modelados simulaneamene. 4. RESULTADOS A análise dos resulados foi realizada com base na hipóese de que alerações na variável preço da cana-de-açúcar no Esado do Paraná são explicadas por variações na variável preço da cana em São Paulo. A agroindúsria canavieira paulisa é considerada a mais dinâmica do País (MORAES e SHIKIDA, 2002; NEVES e CONEJERO, 2009) e já que o esado possui caracerísicas de liderança econômica, pode ser influenciador de preços. Para corroborar com essa hipóese, o modelo eórico da Lei do Preço Único desenvolvido por Mundlack e Larson (1992) esabelece que variações de preços no Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 8

9 mercado exerno de deerminado produo são ransmiidas para o mesmo produo, ano no mercado domésico, ou enão, de uma região para oura (MARGARIDO e al, 2001). Assim, apresenam-se os principais resulados do esudo de acordo com a seguine erminologia adoada para as séries esimadas: LPPR = Logarimo do preço da cana-de-açúcar do Paraná em nível; LPPR = Logarimo do preço da cana do Paraná em primeira diferença; LPSP = Logarimo do preço da cana-de-açúcar de São Paulo em nível e LPSP = Logarimo do preço da cana de São Paulo em primeira diferença. Na sequência, deerminou-se o número de defasagens ou a ordem do processo auoregressivo a serem uilizados em cada ese visando escolher a defasagem que corresponda ao menor valor obido pelo Criério de Informação de Schwarz (BIC), dada a necessidade de eliminar a auocorrelação dos resíduos (Tabela 1). Tabela 1 Deerminação do número de defasagens segundo o criério de informação de Schwarz (BIC) para realizar o ese Dickey-Fuller Aumenado (ADF) para as variáveis LPPR, LPSP, LPPR E LPSP, janeiro de 1995 a fevereiro de 2009 Variável Valor mínimo do BIC Defasagem(ns) uilizada(s) no modelo ARIMA LPPR BIC (2,0) = Duas defasagens LPPR BIC (0,1) = Doze defasagens 1 LPSP BIC (2,1) = Duas defasagens LPSP BIC (2,0) = Duas defasagens Fone: Resulados da Pesquisa 1 Méodo daa dependen iniciando com doze defasagens O Criério de Informação de Schwarz indicou a necessidade de se incluir duas defasagens para a variável em nível do preço da cana-de-açúcar do Paraná. No caso dessa variável diferenciada foram necessárias doze defasagens 5, já que o criério de informação apresenou apenas a presença de elemenos de médias móveis, daí a uilização do méodo daa dependen 6. Quano à variável preço da cana de São Paulo, foi necessária a inclusão de somene duas defasagens para essa variável em nível e diferenciada. Assim, a variável LPPR pode ser considerada como não-esacionária quando analisada em nível, pois em memória longa e decai lenamene ao longo do empo conforme Função de Auocorrelação (FAC). Esse resulado pode ser inerpreado, segundo a eoria, como um indicaivo de presença de raiz uniária. Já no correlograma da FAC da variável LPPR a memória diminui acenuadamene em curo período de empo, indicando a esacionariedade da série. O ese de raiz uniária com a variável LPPR confirmou a presença de raiz uniária, pois os valores de probabilidades para as rês esaísicas apresenaram-se acima de 10% 5 Segundo Anefalos e Margarido (2006), como odo modelo de médias móveis é esacionário, um modelo de médias móveis de pequena ordem pode ser escrio no formao de um modelo auo-regressivo de ordem elevada (nesse caso, de ordem 12, já que os dados são mensais) e endo como base seus respecivos eses, a cada nova esimação eliminam-se as defasagens não significaivas aé sobrarem apenas defasagens esaisicamene significaivas. 6 De acordo com Perron (1944) esse méodo possibilia escolher o número de defasagens mais apropriado para essa variável. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 9

10 (Tabela 2), dessa forma, a hipóese nula de que a série em nível em raiz uniária não pode ser rejeiada, já que é muio ala a probabilidade de se comeer o Erro Tipo I, ou seja, rejeiar a hipóese nula e esa ser verdadeira. Tabela 2 Tese de Raiz Uniária (ADF) para a Variável LPPR Valor τ 3 τ 2 τ µ τ 1 Ordem de inegração Teses au p-valor I(1) Fone: Resulados da Pesquisa 1 Sem consane e sem endência; 2 Com consane e sem endência; 3 Com consane e com endência Com esse resulado, houve necessidade de incluir defasagens (ordem 12) conforme Criério de Informação de Schwarz (BIC) e o ese de raiz uniária foi repeido com a variável diferenciada. Os valores de probabilidades se mosraram significaivos esaisicamene para os rês modelos, pois odos foram menores que 5% (Tabela 3), porano, a hipóese nula de raiz uniária foi rejeiada em derimeno da hipóese alernaiva de que a variável LPPR é esacionária nas diferenças, assim sendo, é considerada inegrada de ordem um [I (1)]. Tabela 3 Tese de Raiz Uniária (ADF) para a Variável LPPR Valor τ 3 τ 2 τ µ τ 1 Ordem de inegração Teses au p-valor I(0) Fone: Resulados da Pesquisa 1 Sem consane e sem endência; 2 Com consane e sem endência; 3 Com consane e com endência Para chegar ao modelo ARIMA, foram consideradas as FAC e Função de Auocorrelação Parcial (FACP) da variável LPPR e o BIC, os quais permiiram suspeiar de um parâmero auo-regressivo de ordem 1 e nenhum parâmero de médias móveis. Assim os valores de p, d e q definidos para a variável LPPR foram 1, 1 e 0, respecivamene. A parir da idenificação dos parâmeros esimou-se o modelo ARIMA com base nos correlogramas (FAC e FACP). Na sequência, definiu-se o modelo possivelmene definiivo. Para verificar a efeividade da filragem foi aplicado o ese Ljung-Box 7, cujos resulados indicaram a não rejeição da hipóese nula de que não há auocorrelação serial, pois os valores de probabilidade foram maiores que 10%. Logo, a série pode ser considerada ruído branco. 7 O ese χ 2 (qui-quadrado) de Ljung Box (1978) indica a exisência ou não de auocorrelação serial, ou seja, é uilizado para esar se um conjuno de auocorrelações dos resíduos é (ou não) esaisicamene diferene de zero. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 10

11 Dessa forma, foi possível deerminar o processo gerador da série de preços da cana do Paraná. A abela a seguir apresena as esaísicas da esimaiva do modelo ARIMA (1,1,0) da série LPPR. Tabela 4 Esimaivas do Modelo ARIMA (1,1,0) da Série LPPR Parâmero Esimaiva Erro padrão esimado Tese Defasagem AR1, Erro padrão esimado = AIC = BIC = Fone: Resulados da pesquisa O modelo ARIMA que melhor se ajusou à variável LPPR foi o modelo auoregressivo de ordem 1 e com uma diferença de ordem 1, represenado pela equação a seguir, ou seja, ARIMA (1,1,0). 1 LPPR = a (07) (1 0,36878 B ) Ressale-se que o parâmero auo-regressivo de ordem 1 (AR1) da variável LPPR, significa dizer que a diferença do preço de hoje sofre influência da diferença do preço de um período arás -1, mais precisamene, 36,87% do preço aual da cana no Paraná se deve ao seu próprio preço do mês anerior. Quano à variável LPSP, esa ambém pode ser considerada não-esacionária de acordo com o correlograma da FAC e a exemplo da variável LPPR, possui memória longa, decaindo lenamene ao longo do empo, do mesmo modo indicando a presença de raiz uniária. No correlograma da FAC da variável LPSP a variável vai diminuindo rapidamene, supondo a esacionariedade da série. Os resulados da auocorrelação parcial para a variável LPSP e LPSP sugerem a exisência de parâmeros auo-regressivos e de médias móveis. Similarmene, o ese ADF foi aplicado para a variável LPSP, cujos resulados enconram-se na abela 5. Verificou-se que o ese de raiz uniária para a variável LPSP confirmou a presença de raiz uniária, de acordo com os valores apresenados para as rês esaísicas. Logo, não pode ser rejeiada a hipóese nula de que a série em raiz uniária para não incorrer no erro de rejeiar a hipóese nula e ela ser verdadeira. Tabela 5 Tese de Raiz Uniária (ADF) para a Variável LPSP Valor τ 3 τ 2 τ µ τ 1 Ordem de inegração Teses au p-valor I (1) Fone: Resulados da Pesquisa 1 Sem consane e sem endência; 2 Com consane e sem endência; 3 Com consane e com endência Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 11

12 Assim sendo, repeiu-se o ese de raiz uniária desa vez com a variável diferenciada, incluindo-se duas defasagens (ordem 2) de acordo com o BIC. Diane dos resulados (Tabela 6), rejeia-se a hipóese nula de raiz uniária e não se rejeia a hipóese alernaiva de que a série é esacionária para as rês esaísicas. Porano, a variável LPSP ambém demonsrou ser uma série inegrada de ordem um [I (1)], pois os resulados aponam para a esacionariedade em sua primeira diferença. Tabela 6 Tese de Raiz Uniária (ADF) para a Variável LPSP Valor τ 3 τ 2 τ µ τ 1 Ordem de inegração Teses au p-valor I (0) Fone: Resulados da Pesquisa 1 Sem consane e sem endência; 2 Com consane e sem endência; 3 Com consane e com endência Para a idenificação do processo gerador da série uilizou-se da análise dos correlogramas FAC e FACP que indicaram a exisência de ermos auo-regressivos e de médias móveis. O correlograma da FAC permiiu suspeiar das defasagens de ordem 13 e 17 e o BIC indicou os ermos auo-regressivos de ordem 1 e 2. Sendo assim, foi esimado um modelo ARIMA com dois parâmeros auo-regressivos de ordens 1 e 2, além de dois parâmeros de médias móveis de ordens 13 e 17, respecivamene. Com base nos parâmeros idenificados na eapa anerior, foi esimado o modelo ARIMA (2,1,17) para a série LPSP. A Tabela 7, a seguir, apresena as esaísicas da esimaiva do modelo ARIMA (2,1,17) da série LPSP. Tabela 7 Esimaivas do Modelo ARIMA (2,1,17) da série LPSP Parâmero Esimaiva Erro padrão esimado Tese Defasagem MA1, MA2, AR1, AR1, Erro padrão esimado = AIC = BIC = Fone: Resulados da pesquisa Após a definição do modelo ARIMA (2,1,17) para a série LPSP, verificou-se a eficácia do méodo de filragem por meio do ese Ljung-Box. Os valores das probabilidades ficaram acima de 10%, logo, não se rejeia a hipóese nula de que odas as auocorrelações dos resíduos sejam iguais a zero e, consequenemene, os erros do modelo ARIMA da série LPSP podem ser considerados ruído branco. Com a inclusão dos ermos de médias móveis e ermos auo-regressivos eliminou-se a auocorrelação. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 12

13 O modelo apresenado a seguir foi o que melhor ajusou-se à variável LPSP, ou seja, ARIMA (2,1,17) (1 0,20585B )(1 0,18975 B ) LPSP = a 2 (08) (1 0,24033 B 0,189 B ) A variável LPSP possui parâmero AR de ordem 2 (AR2). Isso implica dizer o preço de sofre influência do preço de -1 e -2 ao mesmo empo, com magniudes iguais a 24,03% e 18,9%, respecivamene. Em relação aos parâmeros de MA de ordem 13, isso significa que, na média, os erros dessa variável são corrigidos em orno de 20,58% a cada 13 meses. Pode-se noar que o parâmero de ordem 13 é muio próximo de 12, sinal de que provavelmene eseja refleindo aspecos relacionados com a safra da cana-de-açúcar, cuja colheia é anual. Em ouras palavras, esse parâmero pode esar mosrando o final da colheia seguida do planio da próxima safra ou enão o final da safra (ou planio) da cana na região Cenro-Sul em face do início (ou final da safra no Nordese), ou seja, um mercado pode esar capando o efeio do ouro. No caso do parâmero de médias móveis de ordem 17, na média, os erros dos preços da cana são corrigidos em 18,97% a cada 17 meses. Oura possível explicação econômica para esse número de defasagens pode ser enconrada nas considerações a seguir: A cana-de-açúcar em sido planada em rês épocas disinas, fevereiro-maio, junho-agoso e seembro-novembro, denominadas respecivamene, cana de ano e meio, cana de inverno e cana de ano. Cana de ano e meio é o sisema mais uilizado nas usinas e desilarias do Esado de São Paulo. Considerando que a safra inicia-se em abril, a cana em cerca de meses para crescimeno (MOREIRA, 2004, p. 1). Quano ao modelo de função de ransferência, nese rabalho, foram uilizados dois méodos diferenes para o cálculo da elasicidade de ransmissão de preços. Um modelo conendo elemenos de longo prazo e ouro que em exclusivamene elemenos de curo prazo. Os parâmeros esimados do modelo de função de ransferência para a variável LPPR enconram-se na abela a seguir. Tabela 8 Esimaivas dos Parâmeros do Modelo de Função de Transferência para a Variável LPPR Parâmero Esimaiva Erro padrão esimado Tese Defasagem MA1, CP 1 (ω) LP 2 (δ) Erro padrão esimado = AIC = BIC = Fone: Resulados da Pesquisa 1 Curo Prazo; 2 Longo Prazo A função de ransferência definida para a variável LPPR assumiu a seguine forma: Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 13

14 2 (0,41192) (1-0,18719B ) LPPR = LPSP + a (09) (1 0,41255 B ) 1 Conforme esse modelo, um choque não anecipado no preço da cana-de-açúcar em São Paulo é ransmiido na magniude de 41,19% para os preços da cana-de-açúcar no Paraná no curo prazo. No longo prazo, choques não anecipados no preço da cana em São Paulo são ransmiidos com magniude igual a 99,84%. Essa relação é inelásica, mas, muio próxima de uma relação com elasicidade uniária. Por conseguine, pode-se concluir que apesar de não validar a LPU, esse resulado mosra o elevado grau de inegração espacial de preços enre os dois mercados, como era esperado. O parâmero de médias móveis mosra que, na média, os erros do preço da canade-açúcar do Paraná no período aual são corrigidos a cada dois meses na magniude de 18,71%. A verificação da ausência de auocorrelação dos resíduos foi realizada por meio do ese Ljung-Box para o modelo de função de ransferência com ermo de longo prazo da variável LPPR. Os resulados indicaram que os resíduos são ruído branco, iso é, não apresenam auocorrelação. Os parâmeros esimados para o modelo de função de ransferência de curo prazo para a variável LPPR enconram-se na abela a seguir. Tabela 9 Esimaivas dos Parâmeros do Modelo de Função de Transferência de curo prazo para a Variável LPPR Parâmero Esimaiva Erro padrão esimado Tese Defasagem MA1, CP 1 (ω) LP 2 (δ) Erro padrão esimado = AIC = BIC = Fone: Resulados da Pesquisa 1 Curo Prazo; 2 Longo Prazo Assim, a função de ransferência de curo prazo definida para a variável LPPR assumiu o seguine aspeco: 2 LPPR = (0, ,33367 B ) LPSP + (1-0,26267B ) a (10) O modelo de função de ransferência de curo prazo mosra que choques não anecipados nos preços da cana-de-açúcar no Esado de São Paulo são ransmiidos em duas eapas para os preços da cana-de-açúcar no Paraná. Na primeira fase, um choque não anecipado nos preços da cana-de-açúcar no Esado de São Paulo é ransmiido insananeamene, ou seja, sem defasagem emporal, para os preços da cana-de-açúcar no Paraná com magniude igual a 36,94%. Decorrido um mês após esse choque inicial, ocorre oura ransmissão de preço, sendo essa ransferência igual a 33,36% (Tabela 9). Porano, no curo prazo, a ransmissão oal de preços da cana-de-açúcar do Esado de São Paulo Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 14

15 para os preços da cana-de-açúcar do Paraná após o choque inicial é da ordem de 70,31%. Logo, a elasicidade de ransmissão espacial de preços assume caracerísica inelásica. Além dos dois parâmeros de curo prazo, esse modelo de função de ransferência ambém necessiou da inclusão de um parâmero de médias móveis de ordem 2, cujo valor da esimaiva é igual 0, Em ouras palavras, esse parâmero de médias móveis indica que, na média, os erros dos preços da cana-de-açúcar no Paraná são corrigidos em orno de 26,26% a cada dois meses. A verificação dos resíduos do modelo de função de ransferência foi realizada por meio do ese Ljung-Box para o modelo de função de ransferência de curo prazo da variável LPPR. Os resulados indicaram que a série é ruído branco. Uma vez deerminada a ordem de inegração de cada variável, foram realizados os eses de co-inegração. Para al, primeiramene, foi esimada uma regressão das variáveis em nível, sendo que o preço da cana-de-açúcar no Paraná foi considerado como variável explicada pelo preço da cana de São Paulo, incluindo ermos de inercepo e endência. Os resulados da regressão de co-inegração são apresenados na abela a seguir. Tabela 10 Esimaivas dos Parâmeros da Regressão LPR (Variável Explicada) e LSP (Explicaiva) Variável Graus de Esimaiva do Erro padrão da liberdade parâmero esimaiva Valor de Pr > Inercepo Tendência LSP Fone: Resulados da Pesquisa Dessa regressão obiveram-se os resíduos (erro para cada observação), os quais foram submeidos ao ese ADF para verificar a sua esacionariedade. A abela a seguir mosra o resulado do ese ADF dos resíduos da regressão em uma defasagem de acordo com o valor BIC (1,0) igual a Tabela 11 Tese de Raiz Uniária (ADF) para os Resíduos da Regressão LPR conra LSP Valor τ 3 τ 2 τ µ τ 1 Ordem de inegração Teses au p-valor I (1) Fone: Resulados da Pesquisa 1 Sem consane e sem endência; 2 Com consane e sem endência; 3 Com consane e com endência O resulado do ese ADF para o modelo com consane e com endência esá muio próximo da froneira para omada de decisão, dado que, o ese ADF em baixo poder 8, segundo Margarido e Medeiros Junior (2006, p. 152) seus resulados são foremene 8 Afirmar que deerminado ese apresena baixo poder, implica que há elevada probabilidade de se comeer o Erro do Tipo II, iso é, não rejeiar a hipóese nula quando ela é falsa (MARGARIDO; MEDEIROS JUNIOR, 2006, p. 152). Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 15

16 influenciados pela presença ou não de consane e/ou endência, número de defasagens uilizadas para eliminar a auocorrelação dos resíduos e ambém pelo próprio amanho da amosra uilizada. Nesse caso não é possível deerminar se os resíduos são ou não esacionários. Porém, ao se levar em consideração o modelo com consane, a esaísica τ µ (aumi), com p-valor = , pode-se afirmar que a série dos resíduos da regressão é esacionária. Logo, afirma-se que as séries são co-inegradas, ou seja, exise uma relação de equilíbrio de longo prazo enre as duas. Essa relação de longo prazo indica que os mercados de cana-de-açúcar de São Paulo e Paraná são inegrados, validando parcialmene a Lei do Preço Único, ou seja, uma variação no preço da cana paulisa não é ransmiida inegralmene ao preço da cana paranaense, o que pode ser causado pelo fao da cana-de-açúcar não ser um produo comercializado enre os esados supra. A cana é uma maéria-prima que deve ser planada num raio de 30 a 35 km da unidade indusrial que irá processar; ademais, uma vez colhida, a cana não pode ser esocada e precisa ser enregue para processameno indusrial em aé 72 horas, eviando perda de qualidade. Verificada a co-inegração das variáveis em esudo, necessariamene exise um Modelo de Correção de Erro (MCE), o qual visa aponar a direção da ransmissão de preços, assim como permie analisar os elemenos de curo prazo e longo prazo, conforme resulados presenes na abela 12. Tabela 12 Esimaivas dos Parâmeros do MCE Variável Graus de Esimaiva do Erro padrão liberdade parâmero da esimaiva Valor de Pr > LPSP RESÍDUO Fone: Resulados da Pesquisa Conforme abela 12, o valor esimado do parâmero de curo prazo do MCE é igual a 0,468836, valor que indica que os desequilíbrios de curo prazo endem a ser corrigidos com velocidade de ajuse de 0,46% em cada período de curo prazo. Ou seja, 0,46% das variações nos preços da cana-de-açúcar no Esado de São Paulo são ransmiidas aos preços da cana-de-açúcar no Esado do Paraná no mesmo período. Por ouro lado, a esimaiva do parâmero de longo prazo ende a corrigir os desequilíbrios com velocidade de 13,21% em cada período. Verifica-se que a elasicidade de ransmissão de preços enre os preços da cana paulisa e paranaense em curo prazo é inelásica e em longo prazo a inelasicidade é mais acenuada, já que os valores apresenados são menores que a unidade e, além disso, esse desequilíbrio é lenamene corrigido 9. Como o Esado de São Paulo é o formador de preço e geograficamene siua-se ao lado do Paraná, supunha-se que no longo prazo a velocidade dessa ransferência fosse mais ala. Novamene, a razão logísica parece esar deerminando essa siuação, pois o mercado 9 Pois quano maior o valor da esimaiva do parâmero do resíduo defasado de um período, mais rápido o equilíbrio é aingido (MARGARIDO; ANEFALOS, 2001, p. 16). Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 16

17 de erras para o planio e a colheia da cana precisa esar num raio de 30 a 35 km de proximidade com as usinas de cana (impossibilidade de se imporar a maéria-prima canade-açúcar). Ademais, pelo fao de o Esado de São Paulo possuir seu Consecana 10, e o Esado do Paraná ambém possuir o seu modelo Consecana, ambos com parâmeros disinos, credia-se a iso a formação de preços peculiares. Desare, essa dinâmica pode ser explicada economicamene pelo fao de que o preço da cana-de-açúcar é foremene influenciado pelos preços dos produos finais (açúcar e álcool) ou por ouros aspecos como qualidade da maéria-prima que varia ao longo do ano (SHIKIDA; MARGARIDO, 2009, p. 18). Não obsane, Saolo e Bacchi (2008), em esudo sobre a dinâmica econômica das fluuações na produção de cana-de-açúcar, consaaram que as variações do preço médio do açúcar e álcool foram mais imporanes para explicar as variações do preço da cana do que o conrário, concluindo que isso pode ser reflexo do modelo Consecana para precificação da maéria-prima nos úlimos anos. Para complemenar, o fao de os mercados de cana-de-açúcar enre São Paulo e Paraná não serem perfeiamene inegrados em relação à ransmissão de preços, ambém pode ser jusificado pelo valor do kg de ATR, que no Paraná é de R$ 0,3076 e em São Paulo R$ 0,3166, mais a diferença dos parâmeros sobre os rendimenos indusriais do açúcar mercado exerno, álcool anidro e álcool hidraado considerados no modelo Consecana Paraná e os praicados no Consecana São Paulo. Ademais, as unidades indusriais do Paraná são menores do que as de São Paulo, fazendo com que o empo de moagem seja menor, além da consaação de que a riqueza da cana paulisa é maior do que a paranaense (ALCOPAR, 2009). Os resulados mais significaivos em resposa aos objeivos dese rabalho foram exposos e discuidos de acordo com a eoria e o seor em quesão no que diz respeio à ransmissão de preços da cana-de-açúcar pagos ao produor enre os Esados de São Paulo e Paraná. Nesse senido, as conclusões são apresenadas a seguir. 5. CONCLUSÕES Ese rabalho idenificou a ransmissão espacial de preços da cana-de-açúcar enre os Esados de São Paulo e Paraná, período de janeiro de 1995 a fevereiro de Uilizaram-se dados mensais das variáveis preço da cana-de-açúcar de São Paulo e preço da cana-de-açúcar do Paraná, os quais foram ransformados em logarimos para o ajusameno do modelo. O primeiro passo da análise consisiu na deerminação do número de defasagens segundo o Criério de Informação de Schwarz (BIC), em seguida foi realizado o ese Dickey-Fuller Aumenado (ADF) com as variáveis em nível e em primeira diferença. O resulado indicou que as variáveis são esacionárias nas diferenças, ou seja, inegradas de ordem um [I (1)]. Dando sequência, os eses de co-inegração revelaram a exisência de uma relação de longo prazo enre as séries esudadas. As elasicidades de ransmissão de preços em 10 Por meio do Consecana se esabelece o preço da cana com base na quanidade de Açúcar Toal Recuperável, mensurado pelo eor de sacarose conida na cana fornecida, e nos preços dos produos finais pela indúsria, açúcar e álcool, ano no mercado inerno como no exerno. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 17

18 curo e longo prazo apresenaram-se inelásicas. Os resulados dos modelos de função de ransferência indicaram que um choque não anecipado no preço da cana-de-açúcar em São Paulo é ransmiido na inensidade de 41,19% para os preços da cana-de-açúcar no Paraná no curo prazo. No longo prazo, choques não anecipados no preço da cana em são Paulo são ransmiidos com inensidade igual a 99,84%. Isso mosra uma relação inelásica, porém, muio próxima de uma relação com elasicidade uniária. Consequenemene, não valida a Lei do Preço Único, mas esse resulado mosrou o alo grau de inegração espacial de preços enre os dois mercados, ainda que não possam ser considerados perfeiamene inegrados em função do sisema de precificação disinos adoados. Assim, considera-se que além dos diferenes parâmeros do modelo Consecana de precificação para os Esados de São Paulo e Paraná, as razões logísicas ciadas aneriormene e ambém o fao das variações nos preços dos derivados da cana-de-açúcar influenciarem o preço desa maéria-prima, sejam ambém obsáculos para a perfeia inegração deses mercados. Em suma, a variação de preço é uma das principais caracerísicas do mercado agrícola, de forma que conhecer o comporameno dos preços dos produos ao longo do empo, nesse caso, da cana-de-açúcar, fornece aos produores e agenes ligados à agroindúsria canavieira informações para melhor decidirem sobre os ponos considerados no modelo Consecana Paraná e os praicados no Consecana São Paulo. Por ser um assuno que não se esgoa e com a promissora expecaiva da agroindúsria canavieira em função da rápida expansão das lavouras de cana-de-açúcar, puxada pela crescene demanda global de eanol, seria ineressane o desenvolvimeno de ouros esudos para se perscruar as causas que impedem a perfeia inegração enre os mercados paulisa e paranaense de cana-de-açúcar no ocane aos preços. REFERÊNCIAS ALVES, L. R. A. Transmissão de preços enre produos do seor sucroalcooleiro do Esado de São Paulo f. Disseração (Mesrado em Economia Aplicada). ESALQ/USP, Piracicaba, ANEFALOS, L. C.; MARGARIDO, M. A. Modelos de séries emporais aplicados ao seor de exporação brasileira de flores de core. In: CONGRESSO DA SOBER, 44., 2006, Foraleza. Anais... Foraleza: Sober, ALCOPAR. Produos e esaísicas. Maringá, Disponível em: <hp:// Acesso em: 07/03/ Aa da 117ª reunião do CONSECANA - Paraná, realizada no dia 26 nov Maringá, Disponível em: <hp:// Acesso em: 16/02/2010. BACCHI, M. R. P. A indúsria canavieira do Brasil em clima oimisa. [Piracicaba]: CEPEA, Disponível em: <hp:// Acesso em: 30/03/2010. BANERJEE, A. Co-inegraion, error-correcion, and he economeric analysis of nonsaionary daa. New York: Oxford Universiy Press, p. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural 18