Exportação brasileira de soja em grãos: evolução e considerações sobre seus determinantes para o período de

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1 Revisa de Adminisração da UFLA Eporação brasileira de soja em grãos: evolução e considerações sobre seus deerminanes para o período de 98 Adelson Marins Figueiredo Tania Araújo Silva Resumo Ese rabalho apresena os resulados da esimaiva da função de eporação brasileira de soja em grãos para o período de 98 a. Especificamene, analisou-se a dinâmica das eporações desse produo dando ênfase à década de 99, devido ao maior grau de aberura da economia brasileira e verificaram-se os impacos do câmbio fluuane sobre os deerminanes das eporações do seor. O modelo proposo para esimar a função de eporação de soja em grãos foi o de Correção de Erros, que se mosrou bem ajusado às variáveis especificadas, obendo-se as relações esperadas para os parâmeros esimados. As elasicidades obidas foram alas e significaivas, indicando que as eporações reagem às variações no preço eerno, preço inerno e renda inerna. A aa de câmbio ambém apresenou elasicidade significaiva e posiiva, mosrando que as recorrenes desvalorizações no período de câmbio fluuane incenivaram as eporações de soja em grãos. Palavras-chave: eporação, soja em grãos, MCE, Brasil. Brazilian soybean epors: evoluion and consideraions abou is deerminans during he period beween 98 and Absrac This work presens he resuls of he esimaion of a soybean eporaion funcion for Brazil, in he period beween 98 and. The dynamics of he eporaions were specifically analysed wih focus on he 9s, due o he higher degree of economic opening of ha decade, and he impacs of he flucuaing echange rae over he deerminans of he epors of his secor. The model proposed o esimae he eporaion fucion of he soybeans was he Error Correcion Model, which fi well o he variables ha were specified and reurned he epeced relaionships among he esimaed parameers. The elasiciies obained were high and significan, which indicaed ha he epors reac o variaions in eernal price, inernal price and inernal revenue. The echange rae also feraured a posiive and significan elasiciy, showing ha he recurren devaluaions in his period of flucuaing echange raes incenivaed he brazilian soybean eporaions. Key-words: eporaaion, soybeans, ECM, Brazil. O.R. & A. Revisa de Adminisração da UFLA v.6 n. janeiro/junho 4 8

2 Revisa de Adminisração da UFLA Inrodução A década de 98 foi marcada por um crescimeno da produção nacional de soja, impulsionado, principalmene, pelo bom desempenho da produção da nova froneira agrícola na região do cerrado. As aas geoméricas de crescimeno da produção e eporação para essa década foram, respecivamene, de 4,% a.a. e 5,49% a.a., ambas significaivas a % de probabilidade. Essa fase favorável da produção de soja foi inerrompida por uma redução na ofera de crédio promovida pelo Plano Collor, implemenado em março de 99. Segundo SILVA e al. (), a produção de soja passou de 4 milhões de oneladas, em 989, para 9 milhões de oneladas, em 99, e caiu ainda mais para o ano de 99, aingindo 4,9 milhões de oneladas. Na década de 9, houve mudanças significaivas nos deerminanes das eporações de soja brasileira devido ao maior grau de aberura da economia brasileira e à implemenação de programas de esabilização econômica. Por isso, nese rabalho analisaram-se, com maior ênfase, os anos 9. Após a redução das eporações brasileiras de soja, ocorridas em 99, devido à queda na produção inerna e à valorização da aa de câmbio real efeiva, a parir de 99, iniciou-se uma fase promissora para a produção e a eporação de soja. A ressalva foi o ano de 995, em que, por refleos da valorização cambial promovida pelo Plano Real, as eporações de soja em grãos reduziram-se significaivamene (SILVA e al., ). A planação de soja no Brasil, na década de 99, ocupou uma área de aproimadamene milhões de hecares, com produção média de 6 milhões de oneladas/ano e produividade média de,7 oneladas/ha. Essa produção levou o Brasil ao poso de segundo maior produor mundial de soja, perdendo apenas para os Esados Unidos (AGRIANUAL, ). De modo geral, a década de 9 foi favorável à sojiculura nacional. O Brasil aingiu, no ano, uma produção de 3,8 milhões de oneladas, o que represenou cerca de % da produção mundial, que foi de, aproimadamene, 57 milhões de oneladas e se maneve como o segundo maior eporador de soja do mundo (AGRIANUAL, ). As aas geoméricas de crescimeno 5 para o seor, calculadas com base nas séries anuais de produção e eporação de soja em grãos, no período de 99 a, epressam seu bom desempenho, ano produivo quano eporador. Pode-se inferir que, nesse período, a produção inerna de soja em grãos cresceu, em média, 6,7% a.a. e as eporações cerca de 5,78% a.a. Ouro pono fundamenal das eporações de soja para o país foi a geração de divisas. Conforme a Figura, verifica-se que a paricipação das eporações do segmeno de soja em grãos sobre o oal de divisas absorvidas pela economia brasileira, enre 99 e, foi de 3% ao ano. Isso equivale a dizer que apenas o seor de soja em grãos gerou divisas médias anuais de US$,44 bilhão nesse período. Diane desse cenário, o objeivo principal dese rabalho foi modelar a função de eporação brasileira de soja em grãos. Especificamene, analisou-se a dinâmica das eporações desse produo, na década de 9 e verificou-se de que forma ela foi afeada pela desvalorização cambial, ocorrida em dezembro de 998 e a subseqüene adoção do regime de câmbio fluuane, em janeiro de 999. Ese rabalho foi dividido em quaro seções. Na primeira, fez-se uma rápida inrodução e descrição da evolução das eporações da soja brasileira, na década de 9. Na próima seção, apresenam-se o referencial eórico e o modelo economérico. Na erceira e quara seções apresenam-se, respecivamene, os resulados e as conclusões e perspecivas fuuras para as eporações brasileiras de soja em grãos. 5 Os valores foram significaivos a % de probabilidade. 8 O.R. & A. Revisa de Adminisração da UFLA v.6 n. janeiro/junho 4

3 Revisa de Adminisração da UFLA 3,% Ouros produos Soja em grãos 96,89% FIGURA. Paricipação média das eporações brasileiras de soja em grãos sobre o valor oal eporado, 99 a. Fone: AGRIANUAL (), elaboração dos auores. Meodologia. Referencial eórico A liberalização comercial em conduzido a diversas invesigações empíricas sobre as funções de imporação e eporação das nações. Essas invesigações visam esudar o comporameno compeiivo de cada país e verificar qual o impaco das políicas econômicas na sua dinâmica comercial. Relacionados à economia brasileira é possível enconrar vários rabalhos dessa naureza, como os de ZINI JR. (988), FONTES e BARBOSA (99), FERREIRA (998), ROCHA () e BACCHI e al. (). Seguindo sugesões de BACCHI e al. (), é possível especificar a função de eporação da seguine forma: ( Pe, Pi, E R) S f, () em que S é a quanidade eporada por unidade de empo; Pe é o preço recebido pelas eporações; Pi é o preço recebido no mercado inerno pelo produo; E é a aa de câmbio real efeiva; e R é a renda nacional real. Da equação (), esperam-se as seguines relações: a) relação posiiva enre as eporações, o preço eerno ( Pe ) e a aa de câmbio real efeiva ( E ). Isso porque, coeeris paribus, quano maior o ( Pe ) maior será o diferencial em relação ao preço inerno ( Pi ), elevando a lucraividade da comercialização do produo no eerior. Quano O.R. & A. Revisa de Adminisração da UFLA v.6 n. janeiro/junho 4 83

4 Revisa de Adminisração da UFLA à ( E ), uma desvalorização inceniva as eporações, dado o efeio posiivo na relação preço eerno/preço inerno. Essas relações podem ser epressas ambém da seguine forma: S Pe > () S E > (3) b) relação negaiva enre as eporações, o preço inerno ( Pi ) e a renda nacional real ( R ). Dessa úlima, espera-se que uma maior renda inerna aumene o consumo inerno, reduzindo a disponibilidade do produo para eporação. No que se refere ao preço inerno, quano maior o seu valor maior será a quanidade desinada ao mercado domésico e, por conseguine, menor a quanidade desinada à venda eerna. Em noação maemáica, em-se: S Pi < (4) S R < (5) As equações (), (3), (4) e (5) represenam a variação na quanidade oferada ( S ) em função da variação de uma unidade nas variáveis eplicaivas ( Pe ), ( Pi ), ( E ) e ( R ). Para oberem-se as elasicidades nese modelo, basa muliplicar os efeios marginais (), (3), (4) e (5) pelas respecivas razões das médias das variáveis eplicaiva e dependene.. Modelo analíico O modelo economérico proposo para esimar a função de eporação brasileira de soja em grãos foi o de Correção de Erros (MCE), após realização dos eses de esacionariedade e coinegração para verificar a viabilidade dessa aplicação. Cabe ressalar que BACCHI e al. (), usando dados mensais para o mesmo produo, consaaram que as séries são não esacionárias e que o volume eporado depende de fenômenos ocorridos com alguma defasagem no empo. Foi esimada a seguine equação log-linear, iso é, nos logarimos das variáveis: logs β + K + β log( Pe) + β log( Pi) + β3 log( E) + β4 log( R) + β5k log( Pe) + ε (6) em que S 84 é a quanidade eporada de soja em grãos em milhões de oneladas/ano; K é uma variável dummy que represena a adoção do regime câmbio fluuane. Sendo assim, receberam zero () os anos de 98 a 998 e um () os anos de 999 a ; O.R. & A. Revisa de Adminisração da UFLA v.6 n. janeiro/junho 4

5 Revisa de Adminisração da UFLA Pe é o preço médio anual recebido, em dólares americanos, por onelada do produo eporado. Esse valor foi obido dividindo-se o valor eporado pela quanidade eporada em oneladas; Pi é o preço médio anual, recebido pelo produor, por onelada do produo vendido inernamene, coado em reais e deflacionado pelo Índice Geral de Preços (IGP-DI), a preços consanes de ; E é a aa de câmbio real efeiva; R é a renda real per capia medida em reais; ε é o ermo de erro aleaório com disribuição normal, iso é, média zero e variância consane; e é o período de empo, nesse caso, medido em anos. De acordo com as relações esperadas enre as variáveis, êm-se os seguines comporamenos das elasicidades: β, β 3, β 5 > e β, β 4 <. O valor da consane K deve ser posiivo, indicando que as desvalorizações cambiais elevaram o nível médio eporado. O coeficiene β pode variar de sinal, pois ele é o inercepo da função. Segundo GRIFFITHS e al. (), o MCE é esimado em um Processo de Diferença Esacionária (PDE). Enão, da equação (6) pode-se ilusrar esse mecanismo de diferenciação da seguine forma: log S log S log S (7) Tomando-se a primeira defasagem da equação (6) e subsiuindo em (7) é possível idenificar que: logs α + K + α log( Pe) + α log( Pi) + α log( E) + α log( R) + α K log( Pe) + ε (8) Ao esimar a equação (8) em diferença, possivelmene perdem-se as informações de longo prazo que seriam obidas pela equação (6). O MCE consise em corrigir esse problema, incluindo o ε esimado, obido por Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) da equação (6), erro defasado ( ) na equação (8), como segue: S α ) + µ (9) log + K + α log( Pe) + α log( Pi) + α3 log( E) + α4 log( R) + α5k log( Pe) + α6( ε em que é o operador de diferença, ( ε ) é o ermo de erro da equação (6) defasado em um período e represena ε da equação (8) e α 6 é o erro equilibrador de longo prazo... Tese de auocorrelação Segundo GUJARATI (), pode-se deecar a presença de auocorrelação aravés do modelo auo-regressivo de heeroscedasicidade condicional (ARCH). Esse modelo pressupõe que O.R. & A. Revisa de Adminisração da UFLA v.6 n. janeiro/junho 4 85

6 Revisa de Adminisração da UFLA a variância do erro aleaório µ depende do amanho do ermo de erro passado, elevado ao quadrado. O processo ARCH(p) pode ser escrio da seguine forma: Var ( ) α α + α µ + α µ α p µ p µ () Se não houver auocorrelação na variância do erro, em-se H α α... α ; var( µ ) α p implicando que a é homoscedásica. H pode ser esada aravés do ese F de uma regressão esimada com µ (erro esimado obido da equação (9)) ou pelo coeficiene n.r que segue disribuição qui-quadrado (χ ), em que n é o número de observações e R é o coeficiene de deerminação obido da equação ()... Tese de raiz uniária e co-inegração Para se cerificar da não-esacionariedade das séries analisadas, foi feio o ese aumenado de DICKEY e FULLER (ADF). Segundo FAVA (), esse ese é uilizado quando os resíduos apresenam correlação serial, de forma que acrescena defasagens da variável dependene para conornar o problema da auocorrelação. Pode-se escrever o modelo da seguine forma: dependene ρ + δ i Y i + i Y α + β + γy () em que ρ Y γ e i são os ermos diferenciados defasados da variável dependene. H A parir de (6), esa-se a seguine hipóese: : δ, iso é, a série original da variável esacionária; se Y é não-esacionária. Se calculado críico, τ > τ rejeia-se H : δ calculado críico, H : δ τ < τ aceia-se, logo, a série é, não se rejeia H e a série é nãoesacionária, iso é, eise o problema de raiz uniária. Após procedimeno do ese ADF para raiz uniária, é possível deerminar a ordem de inegração das séries esudadas e, enão, verificar se elas são co-inegradas. ENGLE e GRANGER (99, p.84) definiram a co-inegração da seguine forma: os componenes de um veor é dio ser co-inegrado de ordem d, b, denoado por ~CI(d,b), se: a) odos os componenes de são I(d); b) eise um veor α( ) al que z α ~(d,b), b >. O veor α é chamado de veor de coinegração. Dessa forma, pode-se dizer que, ao se ajusar um modelo com duas variáveis e ambas forem inegradas de ordem um, I(), significa que essas variáveis apresenam uma combinação linear (db) e como resulado os resíduos esimados dessa regressão são inegrados de ordem zero, I(), ou seja, ese úlimo é esacionário; por conseguine, as variáveis são co-inegradas...3 Tese de especificação do modelo No inuio de esar a validade da forma funcional represenada pela equação (9) foi realizado o ese RESET Ramsey. De acordo com VERBEEK (), a forma funcional adoada será viável se, dada a forma funcional alernaiva: 86 O.R. & A. Revisa de Adminisração da UFLA v.6 n. janeiro/junho 4

7 Revisa de Adminisração da UFLA Y β 3 Q + αŷ + α3ŷ αqŷ + ν () sendo Y uma variável dependene qualquer e aceia-se α... α H : 3 Q β a mariz de veores das variáveis eplicaivas, α conra a hipóese alernaiva de que pelo menos um dos coeficienes seja esaisicamene diferene de zero. Não rejeiando H o ermo de erro aleaório ν segue uma disribuição normal mulivariada denoada por N(, σ I). A hipóese nula pode ser esada aravés do ese-f para Q graus de liberdade, sendo Q o número de parâmeros α associados às variáveis Yˆ na regressão auiliar represenada pela equação (). Para realização do ese nese rabalho considerou-se Q...4 Fone de dados Os dados referenes às quanidades eporadas e valor das eporações foram obidos do banco de dados esaísicos da Food and Agriculure Organizaion (FAO), para o período de 98 a. Os preços inernos, o Índice Geral de Preços (IGP-DI), a produção inerna e a renda real per capia foram obidos do banco de dados esaísicos do Insiuo de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA). 3 Resulados e discussão Os resulados do modelo especificado para esimaiva da função de eporação brasileira de soja em grãos são apresenados na seguine ordem: resulado dos eses de auocorrelação (ese ARCH), ese de especificação do modelo (RESET Ramsey), dos eses de raiz uniárias (ese aumenado de DICKEY e FULLER ADF), de co-inegração (ese de ENGLE e GRANGER EG) e a função esimada. Todos os procedimenos foram eecuados usando o sofware Eviews 3.. O ese ARCH indicou que o modelo não é auocorrelacionado. O p-valor foi da ordem de,8473, ou seja, não se rejeia a hipóese de que α p é igual a zero a % de probabilidade. Ouro pono imporane é que o ese RESET Ramsey mosrou que a forma funcional escolhida para especificação do modelo esá correa, apresenando uma esaísica F igual a,64 e um p-valor igual a,89, indicando que não se rejeia a hipóese de que α Q é esaisicamene igual a zero a % de probabilidade. Para esar a esacionariedade das séries esudadas, aplicou-se o ese ADF, apresenado na Tabela. Os resulados mosram que as variáveis analisadas são não-esacionárias em nível, iso é, possuem raiz uniária. Para a primeira diferença, as séries rejeiaram a hipóese de presença do problema de raiz uniária a 5% de probabilidade, eceo para a variável Pi, que apresenou um nível de significância de α %. Desa forma, pode-se dizer que as variáveis são inegradas de ordem um, I(), e é possível que sejam co-inegradas. O.R. & A. Revisa de Adminisração da UFLA v.6 n. janeiro/junho 4 87

8 Revisa de Adminisração da UFLA TABELA. Resulados do ese ADF para idenificação de Raiz Uniária das séries anuais, no período 98- Séries Defasagens Em Nível ª diferença Esaísica ( ρ ) τ calculado τ calculado α, τ criico α, 5 τ criico α, τ criico S -,493 (ns) -4,659 (**) -4,5348-3,6746-3,76 Pe -3,39 (ns) -4,37 (**) -4,5348-3,6746-3,76 Pi -,963 (ns) -4,78 (*) -4,5348-3,6746-3,76 E,7886 (ns) -,379 (**) -,6968 -,96 -,65 R,8644 (ns) -,86 (**) -,6968 -,96 -,65 Fone: Dados da pesquisa. Noas: () (*) significaivo a %, (**) significaivo a 5% e (ns) não significaivo. () O ese ADF para as séries S, Pe e Pi foi realizado considerando a presença de inercepo e de endência, pois uma análise gráfica do comporameno das séries a presença de ambos. Na Tabela, verifica-se que o ese EG é significaivo, ou seja, ( ε ) é esacionário à de significância de α %. Sendo assim, é possível afirmar que as séries analisadas para o segmeno de soja em grãos são co-inegradas, porque são inegradas de mesma ordem, sendo I(), e os resíduos ( ε ) são inegrados de ordem zero, I(). TABELA. Resulado do ese de co-inegração de ENGLE-GRANGER para os resíduos esimados por MQO, no período 98 Séries Defasagens Em Nível ª diferença Esaísica ( ρ ) α, τ calculado τ α, 5 α, calculado τ criico τ criico τ criico ( ε ) -3,549 (*) - -,6889 -,959 -,646 Fone: Dados da pesquisa. Noa: (*) significaivo a % Os coeficienes esimados (Tabela 3) mosram que o modelo foi bem ajusado aos dados, de forma que cerca de 7,63% das variações médias na variável dependene são eplicadas pelas variáveis especificadas. O ese F foi significaivo a %. 88 O.R. & A. Revisa de Adminisração da UFLA v.6 n. janeiro/junho 4

9 Revisa de Adminisração da UFLA TABELA 3. Resulado da esimaiva do MCE para eporação brasileira de soja em grãos, no período 98 - R,763 P-valor do ese F,8 DW,89 Var.dependene Variável Coeficiene Esaísica Inercepo -,39 (ns) -,3855 K,43 (ns),484 log ( Pe ),7 (**),533 log ( Pi ) -3,594 (*) -3,4569 log ( E ) 4,667 (*) 3,37 log ( R ) -5,3 (***) -,7596 K log( Pe ),6336 (ns),64 ε -,47 ( * ) -5,7 ( ) Fone: Dados da pesquisa. Noa: (*) significaivo a %, (**) significaivo a 5%, (***) significaivo a % e (ns) não significaivo. S Analisando-se os resulados obidos na Tabela 3, percebe-se que odos os parâmeros esão com sinais esperados. A variável dummy (K ) não foi significaiva, provavelmene pelo reduzido número de observações que represenam o período de câmbio fluuane. Desconsiderando-se o efeio da variável dummy na análise das elasicidades, observa-se que o preço eerno, como esperado, apresenou relação posiiva com as eporações. A resposa média para mudanças de % nessa variável foi de,%. Isso revela que, em casos de epansão de demandas e incremeno dos preços no mercado inernacional, o mercado de soja em grãos apresena condições favoráveis para incremenar a paricipação brasileira no mercado mundial. A elasicidade esimada para o preço inerno da soja em grãos foi epressiva e negaiva, indicando que variação de % no preço inerno gera variações médias de 3,59% na quanidade eporada de soja em grãos. Ou seja, no caso de qualquer mudança que provoque reação posiiva nos preços inernos, por eemplo, uma quebra de safra resularia em redução das eporações e, caso conrário, uma mudança negaiva nos preços inernos resularia em aumeno das eporações em proporção relaiva ao valor da elasicidade. A aa de câmbio ambém represenou um faor imporane para o esímulo às eporações de soja em grãos. O efeio de mudanças na aa de câmbio real efeiva sobre as eporações foi de 4,6 e apresenou sinal posiivo, significando que, quando a moeda domésica sofre uma desvalorização de % com relação às moedas dos principais parceiros comerciais, as eporações são esimuladas, em média, de 4,6%. A renda inerna apresenou coeficiene de elasicidade igual a 5,3 e sinal negaivo. Isso sugere que um crescimeno na absorção inerna, associado a um aquecimeno da demanda agregada da economia, reduz as eporações de soja em grãos e uma conenção na demanda domésica aumena as eporações. A magniude relaivamene elevada desse coeficiene pode esar relacionada com a imporância da soja na alimenação direa e indirea da população brasileira. Os valores obidos para as elasicidades mosram que, diane de variações nos faores deerminanes, as eporações brasileiras de soja em grãos reagem de forma mais que proporcional, uma vez que odos os coeficienes de elasicidades apresenaram valores maiores que a unidade. BACCHI e al. (), esimando uma função de eporação para a soja brasileira, usando dados mensais, enconraram elasicidades para o preço inerno de -3,9 e para o preço eerno de,88, enquano que as mesmas elasicidades para ese rabalho, usando dados anuais, são, respecivamene, de -3,59 e,. A conribuição dese rabalho em relação ao rabalho de BACCHI e al. (), esá na aualização do período analisado, além de incluir variáveis dummy que O.R. & A. Revisa de Adminisração da UFLA v.6 n. janeiro/junho 4 89

10 Revisa de Adminisração da UFLA permiiram capar as variações nas eporações devido ao efeio da depreciação cambial ocorrida no período de câmbio fluuane, implemenado a parir de janeiro de 999. Além disso, ao realizar o ese RESET Ramsey, reforça-se a adequação da forma funcional MCE na esimaiva de funções de eporação. A elasicidade do parâmero equilibrador de longo prazo foi de -,47, significando que a discrepância enre o valor das elasicidades no curo e no longo prazo será corrigida na proporção de -,47 a cada ano. O sinal negaivo significa que, se o mesmo não esivesse conido no modelo, as elasicidades de longo prazo seriam superesimadas. 4 Conclusões Os procedimenos realizados com o MCE mosraram-se eficienes na esimaiva da função de eporação brasileira de soja em grãos. Denre os problemas ocorridos, o mais relevane foi a não significância da variável dummy, devido ao reduzido número de observações e à impossibilidade de aumená-los, uma vez que os dados analisados foram anuais. Provavelmene, rabalhando-se com dados mensais, seria possível capar melhor o impaco da políica de câmbio fluuane sobre as eporações brasileiras de soja em grãos. No período de 98-, ocorreu uma subsancial elevação da produção e da eporação brasileira de soja em grãos. As aas geoméricas de crescimeno foram, respecivamene, de 4,% e 5,49% ao ano, para a década de 98 e 6,7% e 5,78% ao ano, para o período de 99 a. A perspeciva fuura é favorável ao mercado eporador de soja em grãos, pois, ano no cenário inerno quano no cenário eerno foram criadas condições propícias à elevação das eporações de soja. No cenário eerno, os principais faores são a epansão da demanda por soja nãoransgênica, principalmene por pare do Mercado Comum Europeu e a subsiuição de componenes de origem animal, usados na ração de ruminanes, por proeínas de origem vegeal, devido ao suro epidêmico da vaca louca. O faor preocupane no cenário eerno se paua, basicamene, na reomada dos subsídios à produção agrícola insiuída pela lei agrícola noreamericana de 3 de maio de, denominada de U.S Farm Securiy and Invesimen Ac of. No cenário inerno, desacam-se o poencial produivo, a endência de elevação da ofera do produo no país e a consolidação da Lei Kandir, de seembro de 996, que isenou do ICMS as eporações de produos primários e semi-elaborados. Nesse cenário global, além da conjunura econômica brasileira marcada por recorrenes desvalorizações da moeda domésica e baio crescimeno econômico, associada a uma baia renda, é de se esperar que o desempenho eporador do país nese seor coninue epressivo. A desvalorização da moeda domésica é um faor imporane, já que a sensibilidade das eporações em relação à aa de câmbio foi ala e posiiva. A baia renda da população brasileira ambém esimula as eporações, haja visa a magniude e sinal do parâmero esimado. Diane disso, recomenda-se prioridade a algumas políicas de incenivos à produção e medidas que aumenem a compeiividade da soja brasileira, bem como políicas de fiscalização e conrole do planio de soja ransgênica e a elaboração de uma campanha de markeing que promova a imagem da soja brasileira, no senido de diferenciá-la no mercado eerno. 5 Referências bibliográficas ANUÁRIO DA AGRICULTURA BRASILEIRA - AGRIANUAL. São Paulo: Argos,. BACCHI, M. R. P.; BARROS, G. S. C.; BURNQUIST, H. L. Esimação de equações de ofera de eporação de produos agropecuários para o Brasil (99/): eo para discussão nº 865. Rio de Janeiro: IPEA,. Disponível em: <hp:// Acesso em: 5 maio 3. 9 O.R. & A. Revisa de Adminisração da UFLA v.6 n. janeiro/junho 4

11 Revisa de Adminisração da UFLA ENGLE, R. F.; GRANGER, C. W. J. Long-run economic relaionship: readings in coinegraion. New York: Oford Universiy Press, 99. FAVA, V. L. Teses de raízes uniárias e co-inegração. In: VASCONCELOS, M. A.; ALVES, D. (Coord.). Manual de economeria: nível inermediário. São Paulo: Alas,. p FERREIRA, A. Funções de eporação do Brasil: esimaivas para os principais mercados. Nova Economia, Belo Horizone, v. 8, n., jul FONTES, R. M. O.; BARBOSA, M. L. efeios da inegração econômica do Mercosul e da Europa na compeiividade das eporações brasileiras de soja. Revisa de Economia e Sociologia Rural, Brasília, v. 9, n. 4, ou./dez. 99. FOOD AND AGRICULTURE ORGANIZATION OF THE UNITED NATIONS - FAO. Disponível em: <hp://apps.fao.org/page/collecions?subseagriculure>. Acesso em: abr. 3. GRIFFITHS, W.; HILL, C.; JUDGE, G. Economeria. São Paulo: Saraiva,. GUJARATI, D. N. Economeria básica. 3. ed. São Paulo: Makron Books,. INSTITUTO DE PESQUISA ECONÔMICA APLICADA - IPEA. Disponível em: <hp:// Acesso em: abr. 3. ROCHA, L. E. Dinâmica das eporações brasileiras de soja em grão. In: XI CONGRESSO BRASILEIRO DE ECONOMIA E SOCIOLOGIA RURAL,.,, Passo Fundo. Anais... Passo Fundo: SOBER,. CD-ROM. SILVA, A. F.; SANTOS, C. M.; SANTOS, M. L. Análise do comporameno do seor de soja em grão brasileiro a. In: CONGRESSO BRASILEIRO DE ECONOMIA E SOCIOLOGIA RURAL,.,, Passo Fundo. Anais... SOBER,. CD-ROM. VERBEEK, M. A guide o modern economerics. New York: John Wiley & Sons,. ZINI JÚNIOR, A. A. Funções de eporação e imporação para o Brasil. Pesquisa e Planejameno Econômico, Rio de Janeiro, v. 8, n. 3, p , dez O.R. & A. Revisa de Adminisração da UFLA v.6 n. janeiro/junho 4 9