OS EFEITOS DOS MOVIMENTOS DOS PREÇOS DO PETRÓLEO SOBRE INDICADORES AVANÇADOS DA ECONOMIA BRASILEIRA

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1 OS EFEITOS DOS MOVIMENTOS DOS PREÇOS DO PETRÓLEO SOBRE INDICADORES AVANÇADOS DA ECONOMIA BRASILEIRA André Assis de Salles Universidade Federal do Rio de Janeiro Cenro de Tecnologia Bloco F sala F 101 Ilha do Fundão Rio Brasil as@ufrj.br Pedro Henrique Acioli Almeida Universidade Federal do Rio de Janeiro pedroaciolialmeida@poli.ufrj.br RESUMO As variações bruscas no preço do peróleo podem causar influência direa nas economias nacionais provocando mudanças no comércio exerior, invesimenos e aividades produivas. Dessa forma, o mercado de peróleo bruo esá relacionada com os indicadores macroeconômicos ais como índice de inflação, indicadores de produção indusrial, axa de cãmbio e índice do mercado de ações. Para a economia brasileira esses indicadores são o IPCA, índices de produção indusrial do IBGE, axa de câmbio e o Ibovespa. O objeivo dese rabalho é esudar os efeios dos movimenos dos preços do peróleo nos indicadores da economia brasileira selecionados. Para elaboração dese rabalho foram realizados eses de coinegração e causalidade e, a parir de esimaivas do modelo VAR, uma análise de funções de impulso resposa. Os dados uilizados nese esudo são mensais em US$ dos indicadores selecionados e do preço do peróleo. O período da amosra uilizada é de janeiro de 2002 aé ouubro de PALAVRAS CHAVE. Indicadores Econômicos, Peróleo, Coinegração, Causalidade, FIR. PO na Área de Peróleo e Gás, Esaísica, Gesão Financeira. ABSTRACT The sudden variaions in he oil price cause direc influence in he naional economies bringing changes in foreign rade, invesmens and producive aciviies. This way he crude oil marke is relaed o he macroeconomic indicaors such as inflaion index, indusrial producion indicaors, exchange rae and capial marke index. For he Brazilian economy hese macroeconomic indicaors are IPCA, indusrial producion index calculaed by IBGE, exchange rae and Ibovespa. The purpose of his work is o sudy he relaionship beween crude oil prices and seleced macroeconomic indicaors of he Brazilian economy. To do ha his work carried ou coinegraion and causaliy ess, from VAR esimaions, and impulse response analysis. The daa used in his sudy is monhly macroeconomic indicaors, menioned above, and he Bren crude oil ype price negoiaed in he London Marke. All daa used is in US$. The period of he sample used is from January 2002 o Ocober KEYWORDS. Macroeconomic Indicaors. Oil Prices. Coinegraion. Causaliy. IRF. OR in Oil and Gas, Saisics, Financial Managemen. 2585

2 1. Inrodução Apesar do avanço nas décadas recenes de fones de energias renováveis, o peróleo e ouros combusíveis fósseis vem manendo seu imporane papel na mariz energéica da economia global. Assim, o preço do peróleo é uma variável de exrema relevância para os formuladores de políicas econômicas nas economias nacionais onde essa mercadoria é a principal fone de energia, bem como naqueles em que o mesmo compõe a mariz energéica de uma forma secundária. Desse modo, o peróleo em papel imporane no comércio mundial sendo um produo de grande imporância na balança comercial. As variações bruscas dos preços do peróleo influenciam direamene os mercados financeiros inernacionais e a economia em geral, provocando mudanças no comércio exerior, nos invesimenos e em odas as aividades produivas. Além disso, deve-se considerar a financialização do mercado de commodiies, em paricular do mercado de peróleo. Uma vez que o peróleo esá direa ou indireamene presene em odos os seores, o movimeno dos preços do peróleo é considerado um imporane faor para as expecaivas da economia. Assim, muias pesquisas êm sido desenvolvidas para verificar a influência dos movimenos dos preços do peróleo na aividade econômica e, em especial, em indicadores macroeconômicos das economias nacionais, ais como: índices do produo inerno bruo, da produção indusrial e das variações de preços de bens e serviços. A compreensão dessas possíveis influências possibilia aos agenes econômicos melhores formulações para prever possíveis impacos de variações dos preços de peróleo em variáveis econômicas de ineresse. Indúsrias que consomem o peróleo como maéria prima podem, a parir de cera variação do preço do peróleo, anever os impacos no consumo e no nível de preços de seus produos. Especuladores podem aravés de esimaivas de relações enre os preços ou reornos dos preços do peróleo e variáveis macroeconômicas para a realização de lucros exraordinários nos mercados financeiros. Enquano os formuladores de políicas públicas podem implemenar medidas econômicas que possam vir a permiir que as economias de seus países, regiões ou blocos econômicos sejam menos suscepíveis aos choques exernos ou aos movimenos repeninos ou imprevisos da economia global. Assim como poderiam se uilizar dessas esimaivas para desenvolver políicas públicas que permiam o desenvolvimeno econômico. Ese rabalho em como objeivo esudar a relação enre os preços do peróleo bruo negociado no mercado inernacional e os indicadores macroeconômicos da economia brasileira, ais como: inflação, produção indusrial, índice de lucraividade do mercado de ações e axa de câmbio. As quaro variáveis acima são de suma imporância para os formuladores de políicas econômicas, para as empresas e para a sociedade em geral. Para aingir ese objeivo foram realizados eses de esacionariedade, de coinegração, de causalidade e deerminação de função de impulso resposa procurando fazer inferências esaísicas que possibiliem se esabelecer relações de curo e longo prazo de indicadores macroeconômicos da economia brasileira e o preço do peróleo no mercado inernacional. O resane dese rabalho é esruurado da seguine forma: a próxima seção apresena uma breve revisão bibliográfica sobre o impaco do peróleo em variáveis econômicas para diversas economias e períodos de empo. A Seção 3 raa da abordagem meodológica uilizada com uma descrição dos eses de coinegração, aplicação de modelos veoriais auoregressivos e modelos veoriais com correção de erro, eses de causalidade e deerminação de funções impulsos reposas para variáveis selecionadas. Na Seção 4 é realizada uma descrição das séries emporais uilizadas e seus faos esilizados. Enquano na Seção 5 são descrios os principais resulados obidos na pesquisa e na Seção 6 são apresenados os comenários finais do rabalho. 2. Uma Breve Revisão da Lieraura Dada a imporância do peróleo na economia, na mariz energéica e no comércio mundial, diversos esudos e pesquisas em sido elaborados sobre possíveis impacos da variação e choques do preço do peróleo em variáveis macroeconômicas ais como axa de câmbio, produo 2586

3 indusrial e balança comercial, denre ouras. Alguns desses esudos realizados para vários períodos de empo e países, ou regiões econômicas, fazem uso de meodologias diversas e esão comenados adiane. Denre esses esudos e pesquisas pode-se desacar o rabalho de Amano e van Norden (1998) que, uilizando dados mensais enre os anos de 1972 e 1993, buscaram enconrar relações enre o preço do peróleo e a axa de câmbio americana. Para os preços do peróleo foi uilizada uma série do preço real, ou deflacionado, do barril do peróleo do ipo Wes Texas Inermediae (WTI), enquano que para o câmbio foi uilizado o câmbio real enre o dólar americano e uma cesa de quinze moedas de países desenvolvidos. Nesse esudo foram realizados eses de esacionariedade para as séries emporais selecionadas que indicaram serem essas séries inegradas de ordem um. A parir do ese de coinegração de Johansen-Juseilus, Amano e van Norden (1998) enconraram evidências da coinegração enre as duas séries, o que implica em uma provável relação de longo prazo. Oura inferência desacada por Amano e van Norden (1998) é que o preço do peróleo causa no senido Granger a axa real de câmbio, não sendo a reciproca verdadeira. Os auores argumenam que o preço do peróleo em sido dominado por choques, principalmene na década de 70 e no início dos anos 90, causados majoriariamene por conflios geopolíicos, e não por mudanças na demanda por pare dos países desenvolvidos. Por fim, Amano e van Norden (1998) uilizaram um modelo esocásico, com mecanismo de correção de erro, que mosrou significaivo poder prediivo ano para valores denro quano fora da amosra. Em ouro rabalho relevane sobre o ema, Cunado e Gracia (2005) esudaram o impaco de choques no preço do peróleo na aividade econômica e na variação dos níveis gerais de preços, ou na inflação, enre os anos de 1975 e 2002, em seis países asiáicos: Coréia do Sul, Filipinas, Japão, Malásia, Singapura e Tailândia. Cunado e Gracia (2005) verificaram a hipóese de esacionariedade das séries emporais esudadas, aravés de eses de raízes uniárias, concluindo que anos as séries emporais das variáveis macroeconômicas quano do preço do peróleo, em moeda local e em dólares americanos, eram esacionárias para primeira diferença. E se uilizando de eses de coinegração, os auores não enconraram relação de longo prazo enre o preço do peróleo e as variáveis macroeconômicas de nenhum dos seis países asiáicos selecionados. Mas enconraram causalidade no senido Granger do preço do peróleo na aividade econômica da Coréia do Sul, do Japão e da Tailândia, quando uma mudança esruural nos anos 80 foi considerada. Em oura inferência relevane, Cunado e Gracia (2005) desacam a exisência de causalidade do preço do peróleo, em moedas locais, na inflação dos seis países analisados. Para esudar a relação enre a aividade econômica mundial, a axa de câmbio e o preço do peróleo, Yanan e al. (2010) uilizaram o índice de Kilian, como parâmero para mensurar o nível de aividade mundial, e um índice da axa de câmbio enre o dólar americano e uma cesa de moedas, como proxy para axa de câmbio. A parir de dados mensais, do período de 1988 aé 2012, dos preços de peróleo, do índice de Kilian e da axa de câmbio foram implemenados eses de coinegração e de causalidade de Granger que aponaram serem o preço do peróleo e a aividade mundial coinegrados. O mesmo ocorre enre os preços do peróleo e a axa de câmbio. Oura inferência relevane apresenada por Yanan e al. (2010) aponou que o índice de aividade econômica de Kilian causa no senido Granger o preço do peróleo no mercado inernacional, ou seja, o preço do peróleo é influenciado ano no longo prazo, pelo equilíbrio relacionado à coinegração, quano no curo prazo pela aividade econômica mundial. Em ouro esudo relevane sobre o ema, Rauava (2014) verificou a influência de impacos do preço de peróleo praicado no mercado inernacional e da coação do rublo russo no produo inerno bruo e na receia ribuária da Rússia. O auor se uilizou de dados rimesrais do período enre 1995 e 2002, período com grandes urbulências na economia russa, inclusive com a declaração da moraória da dívida exerna em O rabalho de Rauava (2014) uilizou eses de Phillips-Perron e Kwiakowski-Phillips-Schmid-Shin (KPSS) para examinar a esacionariedade das séries e concluiu que odas as séries não apresenavam esacionariedade no nível e mas podem ser consideradas inegradas de ordem um, ou esacionárias para primeira diferença. Rauava (2014) realizou eses e esimou modelos veoriais auoregressivos concluindo 2587

4 que ano a axa de câmbio quano o preço do peróleo, responsável por meade das exporações do país em 2004, em coinegração com o PIB e a receia ribuária do país. Rauava (2014) enconrou evidências de que um aumeno de 10% no preço do peróleo esá associado a um aumeno de 2,2% no PIB e 4,6% na arrecadação ribuária do país. Enquano uma apreciação em ermos reais do rublo esava associada a uma queda 2,7% na renda, medida pelo produo inerno bruo. Apesar da robusez, dos resulados esaísicos obidos, Rauava (2014) saliena que as esimaivas dos parâmeros devem ser visas com ressalvas, uma vez que o período analisado foi curo e exremamene urbuleno. Oura pesquisa que deve ser desacada é a que foi apresenada por Bayar e Kilic (2014), que realizaram uma exensa revisão da lieraura sobre o impaco das variações no preço do peróleo em variáveis macroeconômicas nos mais diversos países e inervalos empo. Uilizando modelos de regressão com dados em painel, Bayar e Kilic (2014) esudaram os impacos do peróleo e do gás naural na produção indusrial de 18 países da zona do Euro, como, por exemplo, Alemanha, França e Iália, enre janeiro de 2001 e seembro de Essa pesquisa concluiu que os preços de peróleo e do gás naural em efeio negaivo no crescimeno da produção indusrial e que uma variação de 1% no preço do peróleo e do gás naural causariam, respecivamene, uma diminuição da produção indusrial de 19% e 18% nesses países. 3. Abordagem Meodológica Um dos imporanes pressuposos dos modelos esocásicos para séries emporais é o da esacionariedade. Para esar a esacionariedade das séries emporais foi uilizado o ese de Dickey-Fuller Aumenado (ADF), conforme descrio em Enders (2009). Granger e Newbold (1974) mosram que ao se uilizar séries não esacionárias, na esimação de modelos de regressões lineares, corre-se o risco de realizar regressões espúrias, ou seja, com aparene significância esaísica dos coeficienes de explicação mas sem senido. Como observado por Cochrane (1997), ao supor duas séries emporais Z e Y para as quais, ao se realizar o ese ADF ou ouro ese de esacionariedade, não se pode rejeiar a hipóese de não esacionariedade, podese concluir que, apesar de não serem esacionárias por si só, uma combinação linear das séries Z e Y faz com que as endências esocásicas se cancelem ornando a nova série esacionária, caracerizando essas duas séries emporais como coinegradas. Como consequência da coinegração a regressão esimada enre as duas variáveis não será espúria e, como desacado por Gujarai e Porer (2008), as duas variáveis são coinegradas e deve exisir uma relação de longo prazo enre elas. Denre os méodos proposos na lieraura para se esar a coinegração, nesa pesquisa foi uilizado o ese de coinegração de Engle-Granger, descrio em Engle e Granger (1987). Em modelos de regressão, em geral, se assume uma variável como dependene e as ouras como variáveis independenes. No enano, exisem siuações em que não é sabido exaamene qual das variáveis deve ser raada como dependene. Nessas siuações pode-se fazer uso dos modelos veoriais auoregressivos (VAR). A relação causal enre duas séries emporais esacionárias Y e Z pode ser esada aravés de um modelo VAR descrio pelo sisema de equações a seguir: Y Y Z Z 1 Z Y 6 1 Enreano se as séries emporais Y e Z não forem esacionárias, mas esacionárias de ordem um, e não forem coinegradas, deve-se uilizar o modelo VAR com as primeiras diferenças. Sendo duas séries inegradas de ordem um e coinegradas relacionadas no modelo abaixo: Z 1 2Y Por definição, viso que as séries são coinegradas, o ermo esocásico μ apresena comporameno esacionário. O modelo veorial auoregressivo com correção de erros, ou modelo

5 VEC, pode ser represenado pelo sisema de equações abaixo que, como nos modelos VAR, as variáveis são devem ser esacionárias: Y Z Embora a análise de modelos de regressões descreva a dependência de uma variável em relação a ouras, a exisência de uma regressão não implica necessariamene em causalidade no senido Granger. Uma quesão recorrene é a exisência e a direção da causalidade enre duas variáveis, iso é, se a variação de uma implica na variação da oura. O ese de causalidade de Granger permie se invesigar a causalidade enre variáveis ou séries emporais. Sendo duas séries emporais esacionárias Y e Z, pode-se inferir a causalidade enre essas variáveis aravés do modelo VAR com n defasagens, conforme descrio abaixo: Y Z n i1 n Y i i Y 4 n j1 n k k k1 l1 1 1 Z O modelo VAR, descrio acima, pode ser esendido para mais variáveis simplesmene aumenando o número de variáveis e equações no modelo. Ese modelo VAR relaciona as variáveis com seus valores defasados e com os valores defasados da oura variável. A hipóese nula de que odos os coeficienes defasados são conjunamene iguais a zero no ese de causalidade de Granger é esada aravés da esaísica F. Como observado por Hill e al. (2012), o esudo de funções impulso resposa permie se observar os efeios de choques aleaórios nas séries emporais da variável de ineresse. A função impulso resposa (FIR) permie se verificar o comporameno de uma variável quando um choque ou um impulso aconece em deerminado insane do empo em oura variável oura variável, relacionada em um modelo VAR, e se propaga em insanes fuuros, para um maior dealhameno pode-se recorrer a Enders (2009). Dada uma série emporal descria pelo modelo auoregressivo com uma defasagem na relação a seguir: y Y 1. Y j Z Assumindo-se um valor inicial nulo para a série, procura-se inferir como os valores da série emporal se comporariam no empo no caso de um choque uniário no empo residual no insane inicial, dada a ausência de ouros choques. Se ρ = 1, em-se um processo com raiz uniária e, consequenemene, não esacionário. Nesse caso, o processo esocásico eria memória infinia e o efeio do choque nunca se dispersaria. Sendo ρ < 1 pode-se mensurar o efeio do choque inicial incorporado pela variável que poseriormene se dispersa. Uilizando-se um modelo VAR, como descrio acima, êm-se dois possíveis choques, um em cada variável. Relacionados a cada choque, êm-se duas funções resposas, uma em cada variável. No oal, êm-se quaro funções resposas relacionadas ao modelo VAR, podendo-se, porano, esudar o impaco de um choque de uma variável nos valores da própria variável ou nos valores da oura variável. 4. Dados Amosra Uilizada Os dados primários uilizados nese rabalho se referem aos indicadores da inflação, da produção indusrial, do mercado de capiais e da axa de câmbio da economia brasileira. Além desses dados, foram coleados os preços mensais do peróleo do ipo Bren em US$ no sie da EIA, agência nore-americana de energia. A amosra uilizada abrange o período de janeiro de 2002 aé ouubro de A inflação é uma variável de exrema imporância para odos os agenes econômicos, viso que um aumeno generalizado dos preços pode, em geral, acarrear num menor poder de compra das famílias, das empresas e dos governos. Denre os vários indicadores de inflação da economia brasileira, o índice mais uilizado como referência para os formuladores da políica l 1 j l

6 macroeconômica é o Índice Nacional de Preços ao Consumidor Amplo (IPCA). Quano ao mercado de capiais, o indicador selecionado foi o índice mais represenaivo da lucraividade do mercado de ações brasileiro, o Ibovespa. No que se refere aos indicadores da produção indusrial brasileira, foram coleados os índices de produção indusrial, divulgados mensalmene pelo IBGE, com o objeivo de fornecer esimaivas do produo real indusrial brasileiro no período, refleindo o valor agregado pela indúsria. De acordo com o IBGE (2004) esses indicadores são calculados segundo caegorias de uso da produção indusrial, a saber: (a) Geral; (b) Bens de Consumo; (c) Bens de Consumo Duráveis; (d) Exraiva Mineral; (f) Indúsria de Transformação; (g) Bens de Capial; (h) Bens inermediários; (i) Bens de Consumo Não Duráveis; e (j) Insumos da Consrução Civil. Exceo para o índice de insumos da consrução civil, disponível apenas desde janeiro de 2012, para odos os ouros indicadores foram coleadas séries emporais mensais para odo o período da amosra. Foram realizados resumos esaísicos para caracerizar odas as séries emporais uilizadas. Os resumos esaísicos êm como objeivo permiir se observar as medidas resumo ais como média, mediana, máximo, mínima, coeficiene de assimeria, coeficiene de curose. Além dos coeficienes de assimeria e de curose dessas séries para esar a hipóese de normalidade, foi uilizado o ese de Jarque-Bera (JB). E para caracerizar as séries emporais selecionadas procedeu-se eses da hipóese de esacionariedade, aravés do ese de raiz uniária ADF. Como observado aneriormene, a não esacionariedade é um problema recorrene no esudo de séries emporais. Por isso, adicionalmene, foram calculados os reornos ou variações logarímicas de odas as series emporais esudadas e, ambém, foram realizados resumos esaísicos e eses de da hipóese de normalidade e da esacionariedade para odas as séries emporais dos reornos, ou das variações das séries emporais selecionadas. Esses reornos, ou variações dos indicadores e preços, foram calculados aravés das seguines fórmulas: ou. Durane o período esudado, o preço do barril de peróleo do ipo Bren oscilou enre 19.4 e dólares nore-americanos, com média e mediana próximas dos 70 dólares noreamericanos. O preço do peróleo do ipo Bren apresenou coeficiene assimeria quase nulo, um baixo coeficiene de curose, com valor de 1,8, e um desvio padrão de 31,2 dólares noreamericanos. A axa de câmbio para reais por dólares nore-americanos eve coação média de 2,2 reais por dólar nore-americano, com valores máximos e mínimos de 3,9 e 1,5, respecivamene. A axa de câmbio apresenou um coeficiene de assimeria próximo de 1, coeficiene de curose de 3,1 e desvio padrão de 0,6. O índice de inflação IPCA oscilou no período enre 1822 e 4406, com média e mediana de 2970 e 2888, respecivamene, enquano o índice IPCA apresenou coeficiene de assimeria de 0,3, coeficiene de curose de 2,2 e desvio padrão de 667,4. O índice Bovespa em dólares nore-americanos oscilou enre 2256 e ponos, com valor médio de ponos e mediana de ponos. O índice Bovespa apresenou um desvio padrão de 11966, com coeficiene de assimeria praicamene nulo e coeficiene de curose de 1,8. O preço do peróleo do ipo Bren, o índice Ibovespa e a axa de câmbio Real/US$ apresenaram valores alos para seus desvios padrões, quando comparados com suas respecivas médias. Segundo os resulados dos eses de normalidade de Jarque-Bera pode-se rejeiar a hipóese nula de normalidade para os dados referenes a axa de câmbio, ao preço do peróleo, ao índice inflação e ao índice de lucraividade do mercado acionário brasileiro, a um nível de significância de 5% e com valores p próximos de zero. A Tabela 1, acima, apresena os resumos esaísicos das séries emporais do indicadores da produção indusrial brasileira. Como esperado, as séries de produção indusrial brasileira apresenam medias e medianas próximas de 100, o valor base para O índice de produção indusrial de bens de capial apresenou a menor média, com valor de 88,5, enquano a série de produção indusrial de insumos da consrução civil apresenou a maior média, com um valor de 96,2. Os desvios padrões das séries de produção indusrial apresenam comporameno variado. O desvio padrão do índice de produção indusrial de bens de capial, por exemplo, é mais que o 2590

7 dobro do de bens inermediários e de insumos da consrução civil. A série de produção indusrial de bens de capial apresena, ambém, o maior máximo, de 127,1, enquano a série de produção indusrial de bens de consumo duráveis apresena o menor mínimo, no valor de 48,5. Da mesma forma, os coeficienes de curose e a assimeria das séries de produção indusrial apresenam comporamenos variados enre as séries esudadas. Os resulados dos eses JB de normalidade indicam que não se deve aceiar a hipóese nula de normalidade para as séries emporais de produção indusrial de bens de consumo duráveis, exraiva mineral e bens de capial. Tabela 1: Resumo Esaísico das Séries Temporais de Produção Indusrial Brasileira Produção Indusrial (a) (b) (c) (d) (e) (f) (g) (h) (i) Média 93,7 92,6 87,3 89,5 93,9 88,2 95,5 94,3 95,8 Mediana 93,8 93,4 89,8 91,6 93,4 88,5 95,9 94,3 96,2 Máximo 112,6 116,3 119,3 113,7 113,7 127,1 111,4 116,2 110,9 Mínimo 69,7 67,4 48,5 58,9 70,4 50,4 74,8 70,5 81,1 Desv.Padrão 10,0 11,4 17,8 13,3 10,1 20,5 8,2 10,2 8,5 Assimeria -0,2-0,2-0,3-0,4-0,2-0,1-0,3-0,1-0,3 Curose 2,3 2,4 2,2 2,0 2,3 1,9 2,5 2,4 1,9 Jarque-Bera 4,96 3,54 7,76 9,99 4,51 9,12 3,99 2, (Valor p) (0,08) (0,17) (0,02) (0,01) (0,11) (0,01) (0,14) (0,28) (0,29) ADF -2,13-1,80-1,82-1,30-2,11-1,92-2,69-1,77-2,72 (Valor p) (0,23) (0,38) (0,37) (0,63) (0,24) (0,32) (0,08) (0,39) (0,08) Nº de Lags Observação: (a) Geral; (b) Bens de Consumo; (c) Bens de Consumo Duráveis; (d) Exraiva Mineral; (e) Indúsria de Transformação; (f) Bens de Capial; (g) Bens inermediários; (h) Bens de Consumo Não Duráveis; e (i) Insumos da Consrução Civil. Os reornos mensais, ou variações logarímicas, das séries emporais dos indicadores macroeconômicas selecionados apresenam médias e medianas com valores absoluos baixos. Com exceção da mediana do reorno da axa de câmbio Real/US$, com valor negaivo de 0,6%, odas as medias e medianas dos reornos apresenaram valor posiivo. Os desvios padrões, coeficienes de assimeria e curose apresenaram comporamenos variados enre essas séries. Enquano o reorno do IPCA apresenou valores máximos, mínimos e desvio padrão relaivamene baixos, os reornos dos preços de peróleo do ipo Bren, do índice Bovespa e da axa de câmbio Real/US$ apresenam comporameno mais voláeis, ou desvios padrões mais elevados Os reornos mensais do índice Bovespa apresenam, ambém, o maior valor máximo e o menor valor mínimo, com valores de 25% e -43%, respecivamene. Os coeficienes de assimeria das séries dos reornos do preço do peróleo do ipo Bren e do índice Bovespa apresenaram valores negaivos, enquano a série das variações do índice IPCA e da axa de cambio Real/US$ apresenaram valores posiivos. Todas as séries dos reornos apresenaram coeficienes de curose elevados, com desaque para os reornos do índice IPCA, com coeficiene de 14,7. Ou seja, essas séries emporais se diferenciam de séries que se disribuem conforme uma disribuição de probabilidade normal, o que se confirma aravés do ese de normalidade de Jarque-Bera (JB). Segundo os resulados dos eses JB a hipóese de normalidade não deve ser aceia para os dados referenes a axa de câmbio, ao preço do peróleo, ao índice inflação e ao índice de lucraividade do mercado acionário brasileiro, a um nível de significância de 5% e com valores p próximos de zero. Os resulados dos eses de esacionariedade de Dickey-Fuller aumenado (ADF) para as séries emporais do indicadores macroeconômicos da economia brasileira aponam, como esperado, para a não aceiação da hipóese de esacionariedade dessas séries. No caso dos preços do peróleo do ipo Bren e do IPCA com o valor p, respecivamene, de 0,19 e 1,00. O mesmo ocorre com odas as nove séries dos índices de produção indusrial, ou seja, a hipóese de esacionariedade não pode ser aceia. Como pode ser observado na Tabela 2, adiane, as reornos variações mensais das séries de produção indusrial brasileiras apresenam médias e medianas baixas, na sua grande maioria, menores que 1%. Desacam-se a menor variação da série de produção indusrial de bens de capial, que alcançou -39%, a maior variação da série de produção indusrial de bens de consumo 2591

8 duráveis, cerca de 35% e a série emporal de variações da produção indusrial de bens de consumo duráveis que apresenou o maior desvio padrão, com um valor de 12,5%. Os coeficienes de curose e de assimeria das séries emporais das variações dos índices da produção indusrial brasileira apresenaram comporamenos basane variados. Somene as variações da série de produção indusrial geral, exraiva mineral e bens inermediários apresenaram coeficienes de assimeria posiivos, enquano os coeficienes de curose apresenaram valores em orno de rês, valor caracerísico de uma disribuição normal. Segundo os eses de Jarque-Bera realizados não se pode aceiar a hipóese nula de normalidade apenas para as séries de bens de consumo duráveis e bens de capial. No que ange as variações dos preços do peróleo, do índice IPCA, da axa de câmbio e do Ibovespa, os eses de esacionariedade ADF aponam para não rejeição da hipóese de esacionariedade. Quano as variações dos indicadores de produção indusrial os resulados aponam para não rejeição da hipóese de esacionariedade para a maioria das séries, endo como exceção as séries emporais das variações da produção indusrial de ransformação, de bens de capial e de bens semiduráveis e não duráveis. Tabela 2: Resumo Esaísico das Variações dos Índices da Produção Indusrial Brasileira Produção Indusrial (a) (b) (c) (d) (e) (f) (g) (h) (i) Média 0,002 0,002 0,002 0,002 0,002 0,002 0,002 0,002 0,002 Mediana 0,000 0,008 0,011 0,001 0,002 0,005-0,002 0,007 0,005 Máximo 0,166 0,180 0,350 0,159 0,170 0,233 0,148 0,160 0,126 Mínimo -0,196-0,188-0,470-0,138-0,200-0,317-0,176-0,163-0,177 Desv. Padrão 0,065 0,076 0,125 0,056 0,067 0,098 0,059 0,070 0,072 Assimeria 0,077-0,088-0,379 0,055-0,030-0,390 0,254-0,076-0,424 Curose 3,143 2,732 4,069 2,998 3,246 3,897 3,059 2,298 2,608 Jarque-Bera 0,30 0,70 11,82 0,08 0,44 9,71 1,80 3,54 1,64 (Valor p) (0,86) (0,70) (0,00) (0,96) (0,80) (0,01) (0,41) (0,17) (0,44) ADF -2,64-2,22-3,97-3,90-2,49-2,23-3,07-2,28-8,98 Valor p (0,09) (0,20) (0,00) (0,00) (0,12) (0,20) (0,03) (0,18) (0,00) Nº de Lags Observação: (a) Geral; (b) Bens de Consumo; (c) Bens de Consumo Duráveis; (d) Exraiva Mineral; (e) Indúsria de Transformação; (f) Bens de Capial; (g) Bens inermediários; (h) Bens de Consumo Não Duráveis; e (i) Insumos da Consrução Civil. 5. Resulados Obidos Como descrio aneriormene, para se verificar a coinegração das séries emporais esudadas com o preço do peróleo foi uilizado o ese de Engle-Granger. Nos eses de coinegração de Engle-Granger foram realizados duas regressões para cada par de séries emporais. Em uma delas, uma variável é dependene e a oura de independene. Na segunda regressão a relação de dependência se invere. Pode-se aceiar a hipóese nula de inexisência de coinegração apenas se os dois eses indicarem essa hipóese. Caso conrário, deve-se rejeiar a hipóese nula e concluir que as séries são coinegradas e, porano, exise uma relação de longo prazo enre essas séries emporais. Pode-se inferir que, a um nível de significância de 10%, o preço do peróleo do ipo Bren é coinegrado com os índices de produção indusrial geral, de bens inermediários, de indúsria de ransformação e de bens da consrução civil. É imporane reierar que, como as séries de produção indusrial de bens de capial, bens de consumo e de bens semiduráveis e não duráveis são inegradas de ordem superior a unidade, não são esacionárias por diferença, e não seria apropriado uiliza-las nos eses de coinegração de Engle-Granger. Para as séries emporais que não apresenaram coinegração, foram uilizados modelos VAR para compreender o comporameno dos reornos e, principalmene, a relevância dos reornos do preço do peróleo nessas séries emporais. Tais modelos foram consruídos uilizando as variações das séries esudadas, uma vez que as séries dos dados originais não apresenam esacionariedade. Os modelos VAR foram odos esimados uilizando um número de defasagens selecionadas pelo criério de Akaike, limiados a 12 meses, ou 12 defasagens. O modelo VAR para os reornos dos preços de peróleo do ipo Bren e do índice Bovespa, por exemplo, foi 2592

9 consruído uilizando apenas a primeira defasagem, enquano o modelo VAR para dos reornos preços de peróleo do ipo Bren e do índice IPCA uilizou oio defasagens. A parir da esimação desses modelos foram realizados eses de causalidade dos reornos dos preços de peróleo do ipo Bren nos reornos ou variações das variáveis macroeconômicas aqui esudadas. Verificando-se assim se os reornos passados do peróleo ipo Bren uilizados no modelo causam ou ajudam a prever as variações auais das variáveis esudas. Como descrio aneriormene, o ese de causalidade de Granger consise em esar a hipóese de que odos os coeficienes defasados da regressão são conjunamene iguais a zero. Pode-se inferir, a um nível de significância de 10%, que os reornos do preço do Bren causam, no senido de Granger, os reornos do índice Bovespa, do IPCA, da axa de câmbio e das séries de produção indusrial de bens de consumo duráveis, bens inermediários e da indúsria exraiva mineral. Ou seja, os valores passados dos reornos do Bren ajudam a compreender as variações dos indicadores macroeconômicos selecionados. A parir da esimação de modelos VAR foram obidos, ambém, funções impulso resposas (FIR) aos choques para os seis modelos proposos. Como descrio aneriormene, cada modelo VAR em quaro funções impulso resposas associados. Essas funções esão apresenadas nas Figuras de 1 a 6, mosradas a seguir, obidas com a uilização do sofware Economeric Views. As linhas azuis cheias apresenam o comporameno esperado da variável dependene perane a um choque, enquano as linhas vermelhas ponilhadas mosram os limies de confiança, ou inervalo com erro médio associado ao comporameno esperado. A Figura 1 apresena as funções resposas do modelo VAR para os reornos do peróleo do ipo Bren e os reornos do Ibovespa, medido em dólares nore-americanos. Impacos de um choque aleaório no reorno do Ibovespa no próprio reorno do índice parecem se dissipar rapidamene, em orno de quaro meses. O mesmo pode-se dizer dos impacos dos choques aleaórios no reorno do peróleo do ipo Bren no próprio reorno do peróleo do ipo Bren, que se dissipam em orno de 5 meses. A resposa do reorno do Ibovespa a um impaco de 8% no reorno do peróleo do ipo Bren é posiivo, com magniude de 3%, com impaco defasado de 2 meses e efeio dissipado rapidamene. Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± 2 S.E. Response of RET_IBOV_USD o RET_IBOV_USD Response of RET_IBOV_USD o RET_BRENT_USD Response of RET_BRENT_USD o RET_IBOV_USD Response of RET_BRENT_USD o RET_BRENT_USD Figura 1: FRI Variações do Ibovespa A Figura 2 mosra as funções resposas para o modelo VAR para os reornos do peróleo do ipo Bren e dos reornos do índice IPCA. Como esperado, os impacos das variáveis em si mesmas são posiivos. A resposa dos reornos do peróleo a impacos nos reornos do índice IPCA parecem ser irrelevanes. A reciproca, no enano, não é verdadeira: um impaco de 8% no reorno do peróleo do ipo Bren apresena um impaco posiivo de 0,5% no reorno do índice IPCA, com uma resposa defasada em aproximadamene em 10 meses. A Figura 3 ilusra as funções resposas para o modelo VAR para os reornos do peróleo do ipo Bren e dos reornos da axa de câmbio. No modelo, os reornos da axa de câmbio Real/US$ respondem negaivamene a um choque nos reornos do peróleo. O efeio, no enano é dissipado rapidamene. Para um choque de 8% no reorno do peróleo do ipo Bren, em-se uma resposa negaiva de aproximadamene 1% no reorno da axa de câmbio Real/US$. 2593

10 Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± 2 S.E. Response of RET_BRENT_USD o RET_BRENT_USD Response of RET_BRENT_USD o RET_INDICE_IPCA - - Response of RET_INDICE_IPCA o RET_BRENT_USD Response of RET_INDICE_IPCA o RET_INDICE_IPCA Figura 2: FRI - Variações do IPCA Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± 2 S.E. Response of RET_BRENT_USD o RET_BRENT_USD Response of RET_BRENT_USD o RET_USDBRL - - Response of RET_USDBRL o RET_BRENT_USD Response of RET_USDBRL o RET_USDBRL Figura 3: FRI - Variação da Taxa de Câmbio (Real/US$) A Figura 4 ilusra as funções impulso resposa para os reornos do peróleo do ipo Bren e das variações da produção indusrial de bens de consumo duráveis. O índice responde rapidamene a um choque de 8% no preço do peróleo com um variação posiiva de 1,5%, dissipado em orno de 3 meses. Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± 2 S.E. Response of RET_BENS_DE_CONSUMO_DURA o RET_BENS_DE_CONSUMO_DURA Response of RET_BENS_DE_CONSUMO_DURA o RET_BRENT_USD Response of RET_BRENT_USD o RET_BENS_DE_CONSUMO_DURA Response of RET_BRENT_USD o RET_BRENT_USD - - Figura 4: FRI - Variação do Índice de Produção Indusrial de Bens de Consumo Duráveis A Figura 5 e a Figura 6 apresenam, respecivamene, as funções impulso resposa para os reornos do peróleo e variações dos indicadores da produção indusrial exraiva mineral e bens inermediários. Ambos apresenam resposas menos relevanes a choques nos reornos do preço do peróleo. Pode-se observar que as variações do indicador da produção indusrial exraiva 2594

11 mineral apresenam uma resposa de 0,05%, com defasagem de 3 meses, a um choque de 8% no reorno dos preços do peróleo do ipo Bren, dissipado rapidamene. Os reornos do preço do peróleo do ipo Bren não apresenam resposa significaiva a choques nas variações do indicador da produção indusrial exraiva mineral. As variações do indicador de bens inermediários apresenam uma resposa de 1% a um choque de 8% no reorno do preço do peróleo, ambém com resposa dissipada de forma rápida. Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± 2 S.E. Response of RET_BRENT_USD o RET_BRENT_USD Response of RET_BRENT_USD o RET_EXTRATIVA_MINERAL - - Response of RET_EXTRATIVA_MINERAL o RET_BRENT_USD Response of RET_EXTRATIVA_MINERAL o RET_EXTRATIVA_MINERAL Figura 5: FRI Variação do Índice de Produção Indusrial Exraiva Mineral Response o Cholesky One S.D. Innovaions ± 2 S.E. Response of RET_BENS_INTERMEDIARIOS o RET_BENS_INTERMEDIARIOS Response of RET_BENS_INTERMEDIARIOS o RET_BRENT_USD Response of RET_BRENT_USD o RET_BENS_INTERMEDIARIOS Response of RET_BRENT_USD o RET_BRENT_USD Figura 6: FRI Variações do Índice de Produção Indusrial de Bens Inermediários 6. Considerações Finais Ese rabalho eve como objeivo verificar hipóeses que permiissem esabelecer relações de curo e longo prazo enre indicadores macroeconômicos da economia brasileira e o preço do peróleo no mercado inernacional. Deve-se observar que os eses de esacionariedade, das series emporais dos indicadores macroeconômicos da economia brasileira, realizados indicaram que as séries de produção indusrial de bens de capial, de bens de consumo e de bens de consumo semiduráveis e não duráveis são inegradas de ordem superior a unidade. Com isso, o pressuposo de esacionariedade não pode ser aceio para essas séries, dificulando o rabalho aqui realizado. Além disso, ouro problema a ser observado diz respeio ao período esudado. No inervalo de empo da amosra os preços dos combusíveis no Brasil não fluuaram livremene, pois as auoridades governamenais brasileiras exerceram um conrole dos preços dos combusíveis procurando coner pressões inflacionárias, iso é, em uma enaiva de susenação dos preços na 2595

12 economia. Esse conrole impaca direamene os resulados obidos nesse rabalho, não somene no IPCA mas ambém em ouras séries de indicadores macroeconômicos brasileiros selecionados para consecução dese rabalho. Aravés dos eses de coinegração, pode-se inferir que exisem evidências de uma relação de longo prazo enre o preço do peróleo do ipo Bren e os índices de produção indusrial geral, de bens inermediários, de indúsria de ransformação e de bens da consrução civil. Os eses de causalidade indicaram que os reornos, ou variação dos preços, passados do peróleo do ipo Bren devem permiir uma melhor compreensão das variações de indicadores macroeconômicos da economia brasileira, a saber: da inflação, medida pelo IPCA; das expecaivas das aividades produivas da economia brasileira, medida pelo Ibovespa; da axa de câmbio, medida pela axa real por dólares nore-americanos; e da produção indusrial brasileira dos seores de bens duráveis, bens inermediários e da indúsria exraiva mineral. Por fim, foram obidas funções impulso resposa para os modelos veoriais auoregressivos proposos. Denre os resulados dessas funções impulso resposa desacam-se as resposas posiivas de 3% do reorno do Ibovespa e de 0,05%, com grande defasagem, do reorno do IPCA e a resposa negaiva de 1% do reorno da axa de câmbio, odas relacionadas a um choque posiivo de 8% no reorno do preço de peróleo do ipo Bren. Assim, os objeivos do presene rabalho foram alcançados e com os resulados obidos pode-se avançar na esimaiva de relações de curo e longo prazo para explicar indicadores macroeconômicos da economia brasileira aravés das variações dos preços do peróleo no mercado inernacional. Desse modo, a elaboração de esudos que procurem esabelecer modelos adequados para a previsão de indicadores avançados da econômica brasileira, que possam proporcionar alernaivas para formulação de políicas econômicas imporanes para o crescimeno econômico brasileiro, é o que se sugere para feiura de rabalhos fuuros que possam dar prosseguimeno a esa pesquisa. Referências Amano, R.A. e van Norden, S. (1998). Oil prices and he rise and fall of he US real exchange rae. Journal of Inernaional Money and Finance, Vol. 17, pp Bayar,Y. e Kilic, C. (2014). Effecs of Oil and Naural Gas Prices on Indusrial Producion in he Eurozone Member Counries, Inernaional Journal of Energy Economics and Policy, Vol. 4, No. 2, pp Cochrane, J. H. (1997). Time Series for Macroeconomics and Finance. Chicago, Universiy of Chicago. Cunado, F. e Gracia, F. (2005). Oil prices, economic aciviy and inflaion: evidence for some Asian counries. The Quarerly Review of Economics and Finance, Vol. 45, pp Enders, W. (2009). Applied Economeric Time Series, 3 ed, John Wiley & Sons. Engle, R. e Granger, C. (1987). Co-inegraion and Error Correcion: Represenaion, Esimaion, and Tesing. Economerica, Vol. 55, pp Granger, C. e Newbold, P. (1974). Spurious Regressions in Economerics. Journal of Economerics, 2, pp Gujarai, D. e Porer, D. (2008). Basic Economerics, 5 ed, McGraw-Hill. Insiuo Brasileiro de Geografia e Esaísica. (2004). Indicadores conjunurais da Indúsria: Produção. Séries Relaórios Meodológicos - IBGE, volume 31. Hill, C.R., Griffihs, W. e Lim, G. (2012). Principles of Economerics, 4 ed, John Wiley & Sons. Rauava, J. (2014). The Role of Oil Prices and he Real Exchange Rae in Russia s Economy: A Coinegraion Approach, Journal of Comparaive Economics, Vol. 32, pp Yanan, H., Wang, S. e Lai K. (2010). Global economic aciviy and crude oil prices: A coinegraion analysis. Energy Economics Journal, Vol. 32, pp