PREÇOS DE PRODUTO E INSUMO NO MERCADO DE LEITE: UM TESTE DE CAUSALIDADE

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1 PREÇOS DE PRODUTO E INSUMO NO MERCADO DE LEITE: UM TESTE DE CAUSALIDADE Luiz Carlos Takao Yamaguchi Pesquisador Embrapa Gado de Leie e Professor Adjuno da Faculdade de Economia do Insiuo Vianna Júnior. Rua Eugênio do Nascimeno, 0 Dom Bosco. Cep Juiz de Fora-MG. Areveron Fores de Oliveira Pesquisador Embrapa Gado de Leie. Rua Eugênio do Nascimeno, 0 Dom Bosco. Cep Juiz de Fora-MG. Luiz Felipe de Oliveira Araujo Esudane da Faculdade de Economia do Insiuo Vianna Júnior. Rua Alexandre Ahouagi, 25 Bom Pasor - Cep Juiz de Fora-MG. Rodrigo Gomes Vargas Esudane da Faculdade de Economia do Insiuo Vianna Júnior. Rua Tiee, 2 Aparameno 202 São Maeus - Cep Juiz de Fora-MG. Área Temáica 2. Adminisração rural e Gesão do Agronegócio Apresenação com presença de Presidene, sem presença de Debaedor

2 PREÇOS DE PRODUTO E INSUMO NO MERCADO DE LEITE: UM TESTE DE CAUSALIDADE RESUMO O ese de causalidade de Sims, baseado no conceio de causalidade emporal desenvolvido por Granger, foi uilizado para esar a hipóese de direção causal enre preço real do leie recebido pelos produores e preço real de ração para vaca leieira pago pelos produores de leie dos ipos "B" e "C" do Esado de São Paulo, no período compreendido enre janeiro de 990 a novembro de As esaísicas "F" do ese de causalidade foram significaivas indicando que os coeficienes fuuros omados no conjuno podem ser considerados esaisicamene diferenes de zero ao nível de 0,05 de probabilidade. Os resulados mosram que exise uma relação causal não somene enre preço de leie e preço de ração como enre preço de ração e preço de leie para ambos os ipos de leie, B e C, caracerizando uma relação bidirecional, pelo menos no período analisado. Também foi deecado que o reajuse no preço de ração é ransmiido com defasagem de meses para o preço do leie, ano para o leie ipo B quano para o ipo C. Ainda, foi observado que o reajuse no preços dos leies ipos B e C, são ransmiidos para o preço da ração com defasagem de 5 meses. PALAVRAS-CHAVE: Tese de causalidade, preço de ração, preço de leie.

3 INTRODUÇÃO O crescimeno e o desenvolvimeno da pecuária leieira nacional, anes dos anos 90, foram limiados pela políica resriiva de conrole de preços e pela imporação do produo. Sob esas políicas, os preços pagos ao produor e pelo consumidor de leie são manidos, em algum grau, abaixo dos respecivos níveis de equilíbrio de mercado livre. Os "defícis" de consumo, não preenchidos pela produção inerna, foram complemenados com imporações. Paralelamene, os preços dos insumos pagos pelos produores de leie não êm sido, em geral, afeados por políicas resriivas. A políica de preços adoados, desde 945, foi o conrole esaal, ano em nível de produor como de consumidor. Tal siuação decorria do fao de ser o leie um produo de reconhecida propriedade dieéica, bem como de sua ala paricipação na composição dos índices de cuso de vida dos grandes cenros urbanos do País. A parir do início da década de 90, seguindo a políica de desregulamenação da economia adoada pelo governo, o preço do leie foi liberado. Daí, ser de ineresse para orienação desa políica que se conheça melhor os efeios de reajuses de preços de leie sobre os preços dos insumos pagos pelos produores de leie. Denro dese conexo, o presene esudo procurou esabelecer a relação causal enre preços de leie e preços de ração, componene de maior peso na formação do cuso de produção de leie, pela aplicação do ese de causalidade de Sims (972), considerando-se as seguines hipóeses alernaivas: a) O preço de ração é reajusado pela indúsria, de acordo com reajuses no preço de leie; b) as organizações de produores de leie são suficienemene fores, de modo a pressionar a indúsria de laicínios no senido de reajusar o nível de preço do leie, em resposa a variações nos preços da ração; c) o preço do leie é dado pelo mercado e d) o preço de ração é deerminado por ouros faores exógenos, ais como fluuações na produção de grãos e mudanças na políica de preços mínimos pagos aos produores de grãos. MATERIAL E MÉTODO Para se relacionar preços de produo com preços de um insumo variável, pariu-se da função de produção da firma ípica. A curo prazo, pode-se caracerizar a produção de um dado produo pela exigência de quanidades consanes de diferenes insumos (fixos e variáveis) para a produção de uma unidade do produo. Em ouros ermos, para cada unidade do produo, exigem-se insumos em proporções fixas. A função de produção subjacene a esa descrição é a função de insumoproduo ou função de produção de Leonief : X = X 2 q min, (I) a a2 na qual q é a quanidade de produo; X e X 2 são as quanidades dos insumos fixos e variáveis, respecivamene; a e a2 são os coeficienes de insumo-produo, conforme Diewer (97). Sob condições de reornos consanes à escala, a função de cuso oal (c) correspondene a (I) é dado por: = ( a p a p ) q (II) c onde p e p 2 são os preços dos insumos fixos e variáveis, respecivamene.

4 A função de cuso marginal (Cmg) obida de (II) é: c Cmg = = a p + a2 p2 (III) q que, sob condições compeiivas, é igual ao preço do produo (p), ou seja: p = a + (IV) p a2 p2 A ecnologia de produção do ipo Leonief implica elasicidade de subsiuição enre x e x 2 igual a zero, o que parece razoável, para o curo prazo, na pecuária leieira nacional. Fixando-se o dispêndio com serviços de faores fixos (k 0 = p x ) e adicionando-se um ermo de erro esocásico (μ) à relação (IV), obém-se a seguine relação empírica: p k + a + μ (V) = 0 2 p2 que expressa o preço de leie (p) como função do preço de ração (p 2), de uma consane (k0) e de um ermo de erro esocásico (μ). Os mercados escolhidos para esudo foram os de leie ipos B e C no Esado de São Paulo. Os dados uilizados são séries mensais de preços de leie recebidos pelos produores e preços de rações para vacas leieiras pagos pelos produores, no período de janeiro de 990 a novembro de Eses dados foram obidos do banco de dados da Embrapa Gado de Leie e corrigidos pelo índice geral de preços - disponibilidade inerna (IGP-DI) da Fundação Geulio Vargas (FGV), endo como base modificada para novembro de 2004 = 00. O ese de causalidade de Sims (972) baseia-se no conceio de causalidade emporal desenvolvido por Granger (99), para esar a hipóese de direção causal enre duas variáveis. Ese ese fundamena-se nas seguines pressuposições: a) As variáveis analisadas resulam de processos esocásicos; b) as séries são esacionárias; e c) o fuuro não causa o passado. Esa úlima pressuposição é conroversa, já que o empo desempenha imporane papel na definição de causa e efeio, como ressala Bishop (979). O primeiro passo para aplicação do ese consise na pré-fílragem das séries originais ( e x), com o objeivo de ober séries esacionárias ( e x). Assim, os resíduos de regressão ornam-se "ruídos brancos", não mosrando correlação serial de primeira ordem. Esa condição é necessária para aplicação do ese F" em grupos de coeficienes. O segundo passo do procedimeno consise em ajusar quaro regressões, cuja especificação é a seguine: x x = β + β i x + i + β 2k x k 3D 4T + i= k = 0 ε (VI) = β + β i x i 2D 3T + i= 0 ε (VII) = + β i i k k D i= k = β 0 T + ε (VIII) = β β i i β D T + ε (IX) i=

5 onde e x são valores filrados de preços reais de leie e de ração para vaca leieira, respecivamene, no ano ; +, K, + e x+, K, x+ são valores filrados fuuros de e x, para seis períodos ( =,...,);, K, e x, K, x são valores filrados passados de x, para seis períodos ( =,...,); D são valores arificiais indicadoras de esacionalidade; e e T é uma variável endência ou empo; β 0, β i, β 2k, β 3, β 4 e β 0, β i, β 2k, β 3, β 4 são os coeficienes a serem esimados nas equações (VI) e (VIII) respecivamene e, β 0, βk, β 2, β3 e β 0, β i, β 2, β 3, são os coeficienes a serem esimados nas equações (VIl) e (IX); e ε são ermos de erro esocásico que, por pressuposição, são NID~(0, σ 2 ). O erceiro passo do procedimeno consise no cálculo da esaísica "F" de exogeneidade economérica, ao conjuno de coeficienes fuuros, dada por: [( SQE SQE ) ( q p) ] [ SQ E ( n q) ] F = (X) a b b com (q p) e (n q) graus de liberdade; onde SQE a é a soma dos quadrados dos resíduos da regressão esimada sem coeficienes fuuros, SQE b é a soma dos quadrados dos resíduos da regressão esimada com coeficienes fuuros; p é o número de parâmeros da regressão esimada sem coeficienes fuuros; q é o número de parâmeros da regressão esimada com os coeficienes fuuros; e n é o número oal de observações. O quaro passo do procedimeno consise em esar a significância dos valores calculados de "F", em relação aos respecivos valores esperados de "F", sob as hipóeses nulas de que β i = β 2i =... = β i = 0 e β i = β 2i =... = β i = 0. A Tabela mosra as condições para deerminação de causalidade. A inerpreação da ordenação causal pode ser ilusrada ornando-se como exemplo a primeira siuação mosrada na Tabela, ou seja, a regressão de sobre x. Se "F" calculado for significaivo, indica-se que a ordenação causal se processa de para x. Iso implica que x fuuro é significaivo, na explicação de correne. Uiliza-se o ese de Durbin-Wason, para examinar pressuposição de presença de correlação serial nos resíduos das quaro regressões esimadas. Duas limiações adicionais devem ser consideradas, quando da aplicação dos eses de causalidade. A primeira se refere ao fao de que ese ese não deve ser aplicado num conexo bivariado, se e x forem deerminados num conexo mulivariado. Nese caso, deveria ser uilizado o procedimeno proposo por Geweke (978). A segunda resrição se refere à esaísica de Durbin-Wason, a qual não é adequada para o ese da hipóese de presença de correlação serial nos resíduos das regressões de ipo (VI) a (IX). Na sua presença, as esimaivas dos coeficienes fuuros são coerenes ou consisenes, mas não são eficienes. Iso pode conduzir a idenificação ou indicação de relações causais inexisenes (Granger, 99). Com base em Gomes e Talamini (992) e Aguiar (993), após deerminar o senido da causalidade esima-se as equações de ransmissão de preços. Caso o senido verificado fosse do preço do nível "x" para o preço do nível "" a equação básica seria: = β + β k x k 2D 3T + k = 0 ε (XI) Parindo-se dessa equação esa-se o número de defasagens significaivas para definir a equação de ransmissão de preços. Ese procedimeno consise em avaliar a significância do ese "F", a um nível de 0,05 de probabilidade, à medida que excluem as defasagens ( a ), (2 a ),..., (5 a ), sucessivamene. Poseriormene, uilizando o ese "T", elimina-se as

6 defasagens não significaivas. Por fim, procurou-se analisar o processo de ransmissão de preços nos mercados de produos e faores na economia leieira dos esados de São Paulo para o leie ipo "B" e "C", respecivamene. RESULTADOS, DISCUSSÃO E CONCLUSÕES Os resulados dos eses de causalidade são apresenados na Tabela 2. As quaro esaísicas "F" calculadas foram significaivas, ou seja, os coeficienes fuuros omados em conjuno podem ser considerados esaisicamene diferenes de zero ao nível 0,05 de probabilidade. Eses resulados indicam que exise relação causal enre as variáveis "preço de leie e "preço de ração e ambém "preço de ração" e "preço de leie", indicando relação causal bidirecional, para ambos ipos de leie, "B" e C, respecivamene. Em ouros ermos, no caso do leie ipo "B", os coeficienes fuuros, associados ao preço de ração são imporanes para explicar as variações observadas nos preços correnes de leie. Também, os coeficienes fuuros, associados a preços de leie, são imporanes para explicar as variações observadas nos preços correnes de ração. De modo semelhane, no caso do leie ipo "C", os coeficienes fuuros, associados ao preço de leie, são imporanes, em ermos de explicação de variações observadas em preços correnes de ração, e ambém os coeficienes fuuros, associados ao preço de ração, são imporanes em ermos de explicação de variações observadas em preços correnes de leie. Susena-se, porano, a hipóese inicial de que os produores de leie ipos "B" são organizados e suficienemene fores, a pono de pressionar a indúsria de laicínios no senido de reajusar o preço do leie, em função de variações observadas nos preços de ração (Tabela 2). Permanece ambém válida a hipóese de que as indúsrias de ração reajusam seus preços em função de aumenos verificados no preço de leie. Aparenemene, as indúsrias de rações que operam num mercado oligopolisado, repassam as variações nos preços dos grãos, principal maéria-prima na fabricação de seu produo, ao preço de venda da ração. No caso do leie ipo "C", não se rejeia ano a hipóese de que o preço da ração é reajusado pela indúsria, de acordo com o reajuse observado no preço do leie dado pelo mercado (Tabela 3), quano a hipóese de que os produores de leie ipo "C" são organizados e suficienemene fores para pressionar a indúsria laicinisa no senido de reajusar o preço do leie, em resposa a variações nos preços da ração. Com o objeivo de esimar as elasicidades de ransmissão de preços, após verificar o senido da causalidade, aplicou-se o ese de exclusão de variáveis para deerminar o número de defasagens significaivas das equações de ransmissão de preços. Os resulados apresenados na Tabela 4 indicam que o reajuse no preço de ração é ransmiido com defasagem de meses para o preço do leie, ano do ipo B quano do C. Foi observado ainda que o reajuse nos preços dos leies ipos B e C, são ransmiidos para o preço da ração com defasagem de 5 meses. REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS AGUIAR, D.R.D. A quesão de preços agrícolas. Revisa de Economia e Sociologia Rural, v.27,n., p. -70, 989. BISHOP, R. V. The consruion and use of causali ess. Agríc. Econ. Rés., Washingon, v. 3, n. 4, p. -,979.

7 DIEWERT, W. E. An aplicaion of lhe shephard duali heorem: a generalizad Leonief produion funcion. J. Poli. Econ., Chicago, v. 79, n., p , 97. EMBRAPA GADO DE LEITE. Juiz de Fora, Dados disponíveis em: <hp://www.cnpgl.embrapa.br/indicadores/index.php>, acesso em 2/03/2005. GEWEKE, J. Tesing he exogenei specificaion in complee dnamic simulaneus equaion models. J. Econome., Amserdam, v. 7, n., p. 3-85, 978. GOMES, M.F.M. etalamini, D.J.D. Transmissão de preços de frango de core enre os mercados exerno e inerno. In: CONGRESSO BRASILEIRO DE ECONOMIA E SOCIOLOGIA RURAL, 30., 992, Rio de Janeiro. Anais... Brasília: SOBER, 992. v. 2. p GRANGER, C.W.J. Invesigaing causal relaions b economeric models and cross- specral mehods. Economérica, Brisol, v. 37, n. 3, p , 99. SIMS, C.A. Mone, income and causali. American of Economic Review, Manasha, v. 2, n. 4, p , 972.

8 TABELA. Condições para deerminação de causalidade. Regressão F Calculado Direção de Causualidade sobre x Significaivo Unidirecional x sobre Não-Significaivo de x sobre x Não-Significaivo Unidirecional x sobre Significaivo de x sobre X Significaivo Bidirecional x sobre Significaivo Enre x sobre x Não-Significaivo Independência x sobre Não Significaivo Enre e x Fone: BISHOP (979).

9 TABELA 2. Tese de causalidade aplicada a séries mensais de preços reais de leie ipo "B" e preços reais de ração, janeiro de 990 a dezembro de 99 (n=5; q=; p=0). "Leads" a Preço real de leie B sobre preço real de ração b Regressão Preço real de ração sobre preço real do leie B + -0,583 (0,090530) d 0,7439 (0,99583) c +5 0,257 (0,22502) -0,222 (0,29848) +4 0,0522 (0,2254) -0,222 (0,295298) +3 0,277 (0,2055) 0,40 (0,285430) d +2-0,023 (0,7747) -0,2058 (0,287055) + -0,038 (0,325) -0,0040 (0,2840) 0 0,245 (0,205) 0,39 (0,28458) - 0,0342 (0,4745) 0,27 (0,285987) -2-0,0529 (0,5473) -0,5 (0,287439) -3-0,030 (0,3772) 0,2590 (0,287729) -4-0,0 (0,458) 0,243 (0,272894) -5 0,005 (0,072) -0,2985 (0,99507) - 0,590 (0,07825) d 0,204 (0,22453) d D -0,047 (0,0228) c -0,0027 (0,020590) T -0,003 (0,00055) c 0,0049 (0,00028) c C 0,7307 (0,049302) c -0,797 (0,53494) c R 2 0,9390 0,7287 F g (0,5gL) (5,247) g (7,982) g Onde: a. (+) indica fuuro; (-) indica passado; (0) indica correne; D indica esacionalidade; T significa endência (janeiro de 990=, fevereiro de 990= 2,...;); C indica consane; R 2 indica coeficiene de deerminação. b. Valores enre parêneses indicam erros-padrão; c.; d.; e. e f. indicam significância esaísica aos níveis 0,0; 0,0; 0,20; e 0,25 de probabilidade, respecivamene; g. Indica esaísica "F" de ese de causalidade ao nível de 0,0 de probabilidade;

10 TABELA 3. Tese de causalidade aplicados a séries mensais de preços reais de leie ipo "C" e preços reais de ração, Janeiro de 990 a dezembro de 99. (n=5; q=; p=0). "Leads" a Preço real de leie C sobre preço real de ração b Regressão Preço real de ração sobre preço real do leie C + 0,0388 (0,080270) 0,2370 (0,297) +5 0,204 (0,089) 0,70 (0,30583) +4 0,0058 (0,08754) 0,45 (0,299080) +3 0,00 (0,0857) 0,248 (0,2989) +2 0,402 (0,04403) e -0,207 (0,2995) + -0,0457 (0,00748) -0,855 (0,298502) 0 0,078 (0,09802) 0,22 (0,292359) - -0,0395 (0,074) -0,0099 (0,293922) -2-0,092 (0,0238) 0,5487 (0,29297) d -3 0,082 (0,00879) 0,25 (0,2935) -4 0,084 (0,098827) -0,030 (0,28702) -5-0,0 (0,0954) e 0,0827 (0,28849) - 0,029 (0,09272) 0,354 (0,207) D -0,0509 (0,00995) c -0,000 (0,08789) T -0,00 (0,00037) c 0,002 (0,000307) c C 0,289 (0,04375) c -0,2023 (0,09083) d R 2 0,8525 0,782 F g (,5gL) (8,3555) g (4,405) g Onde: a. (+) indica fuuro; (-) indica passado; (0) indica correne; D indica esacionalidade; T significa endência (janeiro de 990=, fevereiro de 990= 2,...;); C indica consane; R 2 indica coeficiene de deerminação. b. Valores enre parêneses indicam erros-padrão;.; d.; e. e f. indicam significância esaísica aos níveis 0,0; 0,0; 0,20; e 0,25 de probabilidade, respecivamene; g. Indica esaísica "F" de ese de causalidade ao nível de 0,0 de probabilidade; TABELA 4. Número de defasagens significaivas definidas pelo Tese "T. Regressão Número de defasagens PLC=F(PRA) PRA=F(PLC) 5 PLB=F(PRA) PRA=F(PLB) 5 Onde: PLC; PLB; PRA; indicam o preço leie C, preço leie B e preço de ração, respecivamene.

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