Produção Agrícola Agregada do Estado do Paraná em Luiz Batista Alves

Transcrição

1 Produção Agrícola Agregada do Estado do Paraná em Luz Batsta Alves

2 PRODUÇÃO AGRÍCOLA AGREGADA DO ESTADO DO PARANÁ EM 1995 Resumo Luz Batsta Alves 1 A proposta básca deste trabalho é estmar e analsar a função de produção agregada do setor agrícola das 39 mcrorregões homogêneas do Estado do Paraná. Realzou-se uma análse econômca (usando uma função de produção do tpo Cobb-Douglas) a partr dos dados Censo Agropecuáro do Estado do Paraná de 1995, chegando à conclusão de que esta função possu retornos constantes à escala, e o fator fnancamento se mostrou determnante na produção agrícola do Estado. Os fatores são usados dentro da regão raconal de produção. Palavras-chave: função de produção Cobb-Douglas, elastcdades de produção, retorno à escala, agrcultura. Introdução O crescmento do setor agrícola é de fundamental mportânca para os países em desenvolvmento. O processo de desenvolvmento econômco consste, bascamente, de modfcações estruturas que, aos poucos, reduzem a partcpação do setor agrícola na formação da sua renda nterna (LEMOS et al., 1984). Segundo Johnston e Mellor (1978), o setor agrícola desempenha funções mportantes para o processo de desenvolvmento econômco, tas como: 1 Economsta, Mestre em Economa Rural pela UFV/MG. Professor do Curso de Cêncas Econômcas na Anhanguera-Ungoás e Unversdade Estadual de Goás (UEG). Emal: lbalves@anhanguera.edu.br. 103

3 a. ofertar almentos de acordo com a expansão da demanda dos produtos almentícos; b. produzr produtos para exportação; c. estmular a oferta de emprego; d. contrbur para formação de captal que é necessáro para o crescmento econômco do setor secundáro; e. demandar produtos do setor ndustral. Este últmo é um papel mportante do setor agrícola no processo de desenvolvmento econômco, uma vez que contrbu para a modfcação da composção da demanda agregada. Segundo a le de Engler, a demanda de bens almentícos é, geralmente, renda-nelástca, ao passo que a demanda de bens ndustras é, geralmente, renda-elástca (YOTOPOULOS & NUGENTE, 1976). Ou seja, a elevação na renda agrícola contrbu para o crescmento da demanda de bens produzdos pelo complexo agrondustral (CAI). Para que sso ocorra, é necessáro que o setor agropecuáro gere excedentes cada vez maores. Isto só é possível quando ocorre elevação da produção setoral ou, que se reduza substancalmente o consumo de bens agrícolas, por parte da população rural. Segundo Lemos et al. (1984), exstem três possbldades do setor agrícola gerar excedentes crescentes: a. por meo da trbutação; b. por ntermédo da realocação dos fatores de produção e; c. medante transformações estruturas na função de produção. Nesse estudo serão analsadas as duas últmas 104

4 possbldades no processo de desenvolvmento agrícola do Paraná. O setor agropecuáro atua em um mportante papel para o desenvolvmento econômco naconal. As transformações ocorrdas na estrutura produtva do setor resultaram no fortalecmento do complexo agrondustral (CAI). Dversos autores vêm, ao longo dos anos, estmando funções de produção do tpo Cobb-Douglas, com o ntuto de entender como os fatores de produção estão combnados em determnado sstema produtvo. Engler (1968) faz um estudo da função de produção do tpo Cobb-Douglas, determnando os valores dos coefcentes das elastcdades de produção, os valores dos produtos margnas da terra, trabalho e de dferentes formas de captal para o Estado de São Paulo. Nojmoto (1976) dscute o nível de correlação smples entre as varáves ndependentes a ser aceto em regressão lnear múltpla, analsa os erros de medda que ocorrem nos levantamento de dados entre outras dscussões. Lemos et al. (1984) analsam as elastcdades parcas de produção e os valores das produtvdades margnas e médas, para os fatores terra, captal e trabalho, para os estados brasleros. Cur (1997), entre outros de seus objetvos específcos, faz uma análse da efcênca alocatva dos fatores de produção utlzados pela agropecuára mnera, usando uma função de produção do tpo Cobb-Douglas, evdencando que os mneros usam os fatores de produção menos onerosos ao processo produtvo. 105

5 Segundo a Fundação Insttuto Braslero de Geografa e Estatístcas - FIBGE(1998), no Paraná, apesar da dfícl conjuntura da safra agrícola de 1994/95; o mlho, a soja e a cana-de-açucar tveram város anos favoráves, no período 1985/95. O segmento dnâmco da agrcultura paranaense trou proveto dsso, ncrementando a área plantada e a tecnologa. O valor da produção agropecuára do Paraná em 1995 fo cerca de 5,5 blhões de reas, sendo 33,0% orgnados da produção anmal e 67,0% da vegetal. Para o Estado do Paraná, cujo setor agrícola representa grande percentual do seu Produto Interno Bruto (PIB), o conhecmento das relações de produção permtrá melhor orentação de polítcas agrícolas, permtndo melhor alocação de recursos públcos, onde exstem maores retornos. A função de produção, segundo Thompson (1973), é uma macro-especfcação, na qual se exprme a relação técnca entre os fatores de produção e os produtos, em que as varáves e os parâmetros da função são ndependentes da organzação do mercado e preços, ou seja, a função de produção é uma relação autônoma. A estmação da função de produção agrícola agregada para o Estado do Paraná é também uma agregação de tecnologas, em dferentes níves que são utlzadas em todo o Estado, no setor agropecuáro. Assm, a agregação representa a méda dessas dferentes tecnologas em nível de regões que compõem o Estado e pode-se dzer que é um aspecto muto mportante para a caracterzação tecnológca do setor agropecuáro, pos a função de produção agregada para uma determnada regão é de extrema mportânca, na medda que dela, pode-se sustentar as seguntes aplcações empírcas: 106

6 a) Permte o estudo e a análse sobre a efcênca de alocação de recursos, orentando na determnação de polítcas apropradas para o setor agropecuáro e; b) Possblta estudos de progresso tecnológco ou de explcação da produtvdade. O objetvo do presente estudo é o de estmar e analsar a função de produção agrícola agregada do Estado do Paraná, e dentfcar os prncpas fatores determnantes da produção neste estado, utlzando-se para o efeto, dados da matrz do Censo Agropecuáro de Especfcamente, pretende-se analsar as elastcdades parcas dos dversos nsumos de produção, bem como o valor da produção méda, as produtvdades margnas desses fatores e verfcar os retornos à escala. Modelo Teórco Luz Batsta Alves A análse da função de produção é realzada por dversos setores e atvdades da economa, por números autores, no sentdo de verfcar o funconamento do processo produtvo, bem com o nter-relaconamento dos fatores de produção nesse processo. O termo produção engloba amplo domíno de atvdades e não somente a fabrcação de materas. Em sentdo geral, refere-se à cração de qualquer bem ou servço que a população comprará. O conceto de produção é muto mas claro quando se fala apenas de bens. Neste caso, é só especfcar precsamente os nsumos e dentfcar a quantdade e qualdade da produção. Em partcular, a produção normalmente requer 107

7 város tpos de equpamentos de captal (máqunas, ferramentas, meo de transporte etc.) e matéras-prmas naturas ou já benefcadas (FERGUSON, 1994). A teora da produção consste em uma análse de como o empresáro combna os város nsumos para obter determnado volume de produção de forma economcamente efcente. O referencal teórco a ser usado está fundamentado na teora da produção. Uma função de produção consste nas relações entre fatores envolvdos em um processo produtvo e a produção obtda, ou possível de obter quando se combnam esses fatores em formas alternatvas. Matematcamente, pode ser representada por: (1) Y = f x, x,..., x ), ( 1 2 n onde Y é a varável dependente que corresponde a quantdade produzda; x 1, x 2,..., x n são as varáves ndependentes, representando os fatores de produção. Fazendo-se a dervada parcal da função de produção em relação ao fator, obtém-se o Produto Margnal do fator x (Pmgx ), mantendo os demas fatores constantes (DEBERTIN, 1986): f (2) PMg x = x j = constante. x O Produto Médo do fator x (PMex ) é a relação entre as quantdades do produto e o fator em análse: y (3) PMex =. x 108

8 A elastcdade parcal de produçãoε x é gual à varação percentual do produto dvdda pela varação percentual de nsumo. Também é gual à relação entre o PMgx e PMex : % y PMg x (4) ε x =. = % x PMe A elastcdade de produção consste na razão entre varações relatvas na produção e nos fatores. Indca a resposta em produção, provocada por varações nos fatores, sto é, mede a sensbldade da produção em relação à mudança do nível de uso dos fatores. Em uma função tpo Cobb-Douglas, a elastcdade de produção é dada pelos coefcentes de regressão, pos a elastcdade de uma função exponencal é dada pelo seu expoente. O parâmetro de retornos à escala, também chamado de função coefcente por Debertn (1986) é dado pela soma das elastcdades parcas de produção dos n fatores da função de produção: (5) ε = ε x. n = 1 x Luz Batsta Alves Para o presente trabalho escolheu-se a função tpo Cobb-Douglas, largamente utlzada em estudos desta natureza. A lteratura recomenda a utlzação da função do tpo Cobb-Douglas, como a mas mportante do ponto de vsta da agregação. Essa vantagem, deve-se ao fato, dessa função poder se tornar lnear na forma logarítmca e, portanto, de fácl ajustamento. A forma funconal da produção tpo Cobb-Douglas é 109

9 dada pelo modelo descrto abaxo: (6) Y = A X b 1, n = 1 ou, expressa nos logartmos, como é utlzada no presente trabalho: n (7) Ln Y = Ln A + ( α ln X + µ ), = 1 onde Y = produção total; A = parâmetro de efcênca; n = número de varáves ndependentes; a = elastcdade-parcal de produção em relação ao - ésmo fator; X = quantdade da -ésma varável explcatva; u = termo aleatóro. A função do tpo Cobb-Douglas possu característcas tas que permtem a realzação de uma regressão lnear múltpla. As elastcdades parcas de produção são os própros parâmetros estmados pela regressão e podem ser comparados dretamente entre s, pos são ndependentes das quantdades de produtos e de fatores (VARIAN, 1994). Outra vantagem da função do tpo Cobb-Douglas é a natureza dos rendmentos de escala que pode ser determnada pela soma dos coefcentes estmados pela regressão (CURI, 1997). As produtvdades margnas dos fatores são obtdas por ntermédo de multplcação da respectva elastcdade parcal de produção pelo produto médo do fator. Segundo Olvera (1966), as prncpas característcas da função tpo Cobb-Douglas são: a) permte produtvdade margnal constante, crescente e decrescente, mas só pode 110

10 avalar uma fase de cada vez; b) estma uma elastcdade de produção constante, dada pelos coefcentes de regressão; c) a soma dos coefcentes ndca os retornos à escala; d) a produtvdade margnal de um recurso depende do nível dos outros recursos; e) um recurso nunca pode ser completamente substtuído por outro; f) conduz a uma Taxa Margnal de Substtução (TMgS) constante quando os fatores varam em proporções fxas, sto é, a TMgS é constante na lnha de escala; g) faclta a dervação de produtos margnas; h) permte maores facldades de computação porque poderá ser usada na forma logarítmca; ) pode-se estudar grande número de varáves sem que o processo estatístco se torne muto complcado; e j) a TMgS é dada pela relação nversa das elastcdades de produção, sto é, multplcando-se os coefcentes pela relação dreta dos fatores consderados. Modelo Empírco Luz Batsta Alves Para o trabalho em questão a função pode ser melhor expressa conforme segue abaxo: β (8) 1 β2 β3 PT = A TT F MO, ou, expressa nos logartmos, como é utlzada no presente trabalho: (9) LPT = β j + β j LTT + β j LF + β j LMO + µ, onde, LPT é o logarítmo natural do valor total da produção agregada do setor agropecuáro (anmal e vegetal), em cada uma 111

11 das mcrorregões homogêneas, meddo em R$ (reas); LTT é o logarítmo natural da quantdade de terra total (lavouras permanente e temporára; pastagens natural e plantada; matas natural e plantada), utlzada para as mcrorregões homogêneas, medda em hectares; LF é o logarítmo natural do fluxo de fnancamento total que compreende todas as modaldades de crédto ou fnancamento, segundo a orgem (bancos, entdades governamentas e outras fontes) e a fnaldade (nvestmento, custeo e comercalzação), meddo em R$ (reas); LMO é o logarítmo natural do fluxo de servços da força de trabalho total ocupada que abrange todas as pessoas, com ou sem remuneração, que na data do Censo encontravamse executando servços lgados às atvdades do estabelecmento. Os valores foram convertdos em equvalente-homem adotando-se a segunte ponderação: homens acma de 14 anos (1,0); mulheres acma de 14 anos (0,7); e menores de 14 anos para ambos os sexos (0,5); b j é o parâmetro assocado à varável explcatva j = 0,1,2,3; m é o resíduo assocado à observação da mcrorregão ; e é a mcrorregão = 1,2,3,4,...,39. Todos os dados foram obtdos do Censo Agropecuáro de 1995-PARANÁ, para as 39 mcrorregões homogêneas do Estado do Paraná (Campo Mourão, Goo-erê, Jaguaralva, Ponta Grossa, Telêmaco Borba, Guarapuava, Palmas, Ptanga, Cerro Azul, Curtba, Lapa, Paranaguá, Ro Negro, Canorte, Paranavaí, Umuarama, Apucarana, Astorga, Faxnal, Floraí, Ivaporã, Londrna, Marngá, Porecatu, Assaí, Cornélo 112

12 Procópo, Ibat, Jacareznho, Wenceslau Braz, Cascavel, Foz do Iguaçu, Toledo, Irat, Prudentópols, São Mateus do Sul, Unão da Vtóra, Capanema, Francsco Beltrão e Pato Branco). Usou-se, nas estmatvas o método de mínmos quadrados ordnáros (MQO), levando-se em consderação os seguntes pressupostos (GUJARATI,1995): ) L PT = β 0 + β1ltt + β 2LF + β 3LMO + µ = 1,2,3,...,39; ) E( µ ) = 0, = 1,2,3,...,39; 2 2 ) E( µ ) = σ, = 1,2,3,...,39; v) E( µ, µ ) = 0, j; j v) LPT são fxas; v)há ausênca de relação lnear entre as varáves explcatvas; 2 v) µ ~ N(0, σ ) = 1,2,3,...,39. Atenta-se para o produto margnal do fator (PMg x ), o qual não deve ser confunddo com o valor do produto margnal do fator (VPMg x ), uma vez que se trabalhou com o valor da produção, pos é pratcamente mpossível trabalhar uma função agregada de produção em termos de undades físcas de produto. Para a realzação da regressão e os testes econométrcos, que são, o teste t de student e o teste F, fo utlzado o software 113

13 Econometrc Vews versão 2.0 (EVIEWS v.2.0). Resultados e Dscussão O modelo ajustado para a função de produção do tpo Cobb-Douglas, mostrou-se relevante para os fns analítcos pretenddos e são apresentados na Tabela 1. Tabela 1 - Estmatva da função de produção do setor agropecuáro agregado, para o Estado do Paraná, Varável Coefcentes Erros-Padrão Valor de t Constante 5,2147 0,6859 7,6028* LTT 0,0733 0,0947 0,7746 ns LF 0,4899 0, ,2016* LMO 0,4530 0,0910 4,9751* Fonte: Estmatva elaborada pelo autor. R 2 (ajustado) = 0,92 Estatístca F = 156,866 DW=2,00 (*) sgnfcatvo a 1%, (ns) não sgnfcatvo n = 39 Os resultados econométrcos ndcaram que 92% da varação total ocorrda no valor da produção se explcam pelas varações dos fatores terras totas, fnancamentos e mão-deobra. Os coefcentes das varáves fnancamentos e mão-deobra, mostraram-se estatstcamente dferentes de zero, em níves acetáves, sendo que para o fator terra fo não sgnfcatvo em níves convenconas. Os fatores, fnancamentos e mão-de-obra, mostraram-se sgnfcatvos em nível de 1%, o que demonstra a mportânca deles em 114

14 termos de polítca agrícola para o Estado do Paraná. A estatístca F (156,866) demonstra a valdade explcatva do conjunto das varáves satsfazendo todas as pressuposções teórcas báscas do modelo de regressão lnear clássco. Na Tabela 2, tem-se as elastcdades parcas de produção para cada fator, sua produtvdade méda, sua produtvdade margnal e retornos à escala. Tabela 2 Elastcdade parcal de produção, valor do produto médo e do produto margnal para cada fator de produção e retorno à escala para o setor agropecuáro agregado, Paraná, Varável Elastcdade de Produção VPMe VPMg LTT 0,0733 ns 381, ,9813 LF 0,4899* 11,4902 5,6291 LMO 0,4530* 5.026, ,9979 Retorno à escala 1,0162** Fonte: Cálculos elaborados pelo autor. (*) sgnfcatvo a 1%; (**) estatstcamente gual a 1(teste de Wald); (ns) não sgnfcatvo. A elastcdade total de produção é estatstcamente gual a um, o que traduz retornos constantes à escala. As elastcdades parcas de produção para cada fator são dadas dretamente os fatores na função Cobb-Douglas, na qual seus valores são, 0,0733; 0,4899 e 0,4530, para os fatores terra, fnancamentos e mão-de-obra, respectvamente. Percebe-se 115

15 que todos os fatores analsados na regressão, ndcam que estão na regão raconal de produção (estágo II de produção), em que o valor de seus produtos margnas são postvos e suas elastcdades estão entre zero e um. Tem-se anda que o valor dos fnancamentos apresentou maor elastcdade parcal de produção (0,4899), mas por outro lado, suas produtvdades méda e margnal foram menores que a dos outros fatores (R$11,49 e R$5,63 respectvamente). Comparando-se as elastcdades dos fatores, percebe-se que um aumento de 1% da terra, dos fnancamentos e da mão-deobra, resultara, ceters parbus, em aumentos de, respectvamente, 0,0733%, 0,4899%, 0,4530% no valor da produção. Verfcou-se que a elastcdade parcal da varável fnancamento é a maor entre as outras varáves. Isto sgnfca que, a produção é relatvamente ntensva em termos de fnancamentos. Conforme verfcado na Tabela 2, os valores do produto médo dos fatores terra, fnancamento e mão-de-obra são R$381,74; R$11,49 e R$5.026,49 respectvamente. Com relação ao produto margnal, os valores para os fatores terras, fnancamento e mão-de-obra, são R$27,98; R$5,63 e R$2.277,00 respectvamente. De um modo geral, estes valores são acetáves vsto que, segundo o FIBGE (1998), o Estado revela um forte aumento na concentração da dstrbução de estabelecmentos agropecuáros. Para o fator terra, apesar de uma dmnução de áreas agrícolas entre 1985 e 1995, percebe-se retornos médo e margnal consderáves. No caso do fator mão-deobra, os dados dos dos últmos censos mostram um expressvo declíno de pessoal ocupado em atvdades agropecuáras no 116

16 Paraná. Essa redução é conseqüênca do declíno do segmento de lavouras e da modernzação, expulsora de mão-de-obra do campo, ocorrdo no período ntercenstáro. Desde então, a agrcultura do Paraná vem se modernzando acentuadamente, com forte redução no uso de mão-de-obra. Para o fator fnancamento, que apresentou a maor elastcdade parcal, percebe-se que seus valores médo e margnal estão muto baxos em relação aos outros fatores. Os fnancamentos na ordem de R$ 484,14 mlhões conforme FIBGE (1998), reforça a déa de um bom padrão tecnológco pelo qual passa o Estado. Em geral, a evdênca ndca que o retorno à escala é de natureza constante a crescente, tendo como fator prncpal o fnancamento que fo de caráter bastante expressvo. Consderações fnas Luz Batsta Alves Pela estmação de uma função de produção Cobb- Douglas agregada para o Estado do Paraná, verfcou-se um elevado valor do coefcente de determnação ajustado (R 2 ), da ordem de 92%, o que consttu evdênca de um ajustamento consegudo com a função de produção relatvamente bom. Analsando as 39 mcrorregões do Estado do Paraná, o estudo da função de produção agropecuára leva ao conhecmento das varáves mas mportantes que podem afetar a produção do Estado. Decsões polítcas podem ser tomadas analsando-se a utlzação raconal dos recursos que oferecem maores retornos. A elastcdade parcal de produção da varável 117

17 fnancamento é a maor entre as outras varáves, de 0,4899, demonstrando que a produção é relatvamente ntensva em termos de fnancamentos, levando a conclur que, em uma smples análse, havendo acréscmo de uma undade do valor dos fnancamentos resulta em aumentos de 0,4899 undade do valor da produção. Verfcou-se que o pessoal ocupado (MO) teve elastcdade parcal de 0,4530, apresentando os maores valores dos produtos médo e margnal dentre os outros fatores de produção, de R$5.026,49 e R$2.277,00, respectvamente. Os outros fatores se mostraram satsfatóros dentro do estágo raconal de produção na premssa ceters parbus, com retornos constantes à escala (conforme testado estatstcamente) para a função de produção. No Paraná, um aspecto mportante é o da dversdade de produtos da agrcultura, mutos deles usando pouca terra, mas partcpando de forma mportante no valor da produção agropecuára do Estado. Essa redução resulta da tendênca de perda de terras agrícolas para outros usos, tas como pastagens plantadas que aumentou de 4,5 mlhões para 5,3 mlhões de hectares, onde o efetvo de bovnos se amplou de 8,6 mlhões de cabeças em 1995 para 9,9 mlhões, em 1996 (FIBGE, 1998). Isto está claramente demonstrado no modelo estmado,no qual a elastcdade parcal do fator terra (0,0733) é menor entre todos os fatores utlzado, mostrando-se não sgnfcatvo estatstcamente. Os resultados mostram que uma polítca públca voltada para novos fnancamentos, contrburá para o aumento da produção agropecuára do Paraná. Estas polítcas também serão 118

18 muto mportantes para o estímulo no uso de terras agrcultáves, pos estas terão uma partcpação maor na produção de grãos, prncpalmente a soja, o mlho e trgo. Abstract The basc proposal of ths work s to estmate and analyze the producton functons aggregated from the 39 mcro regons homogeneous of Parana state. It was held an economc analyss (usng Cobb-Douglas functon producton) from a feld data of Parana State Agrcultural Census of 1995, endng n concluson that, ths functon has constant returns to the scale, and that, the fnancal factor showed tself determnant to the State agrcultural producton. The factors are used nsde ratonal s regon producton. Key words: Cobb-Douglas functon producton, suppleness producton, 119

19 the scale return s, agrculture. Referêncas Bblográfcas CURI, W.F. Efcênca e fontes de crescmento da agrcultura mnera na dnâmca de ajustamento da economa braslera Tese (Doutorado em Economa Rural) - Unversdade Federal de Vçosa, Vçosa, DEBERTIN, D. L. Agrcultural producton economcs. New York: MacMllan Publshng Company, ENGLER, J. J. de C. Análse da produtvdade de recursos na agrcultura. Praccaba Tese (Doutorado em Economa Aplcada). ESALQ/USP, Praccaba, FERGUSON, C. E. Mcroeconoma. Ro de Janero: Forense Unverstára, FIBGE-Fundação Insttuto Braslero de Geografa e Estatístca. Censo Agropecuáro de 1995-Paraná. Ro de Janero, Jul/ (nformações dsponíves no Ste: ). GUJARATI, D. N. Basc econometrcs. 3. ed. New York: McGraw-Hll Inc., JOHNSTON, B. F. & MELLOR, J. W. El papel de la agrcultura en el desarrollo económco. Vçosa: CEE,

20 LEMOS, J. J. S., FERNANDES, A. J., BRANDT, S. A. Produtvdade de fatores, retornos à escala e desenvolvmento agrícola. Revsta de Economa Rural, vol. 22, n. 3, Jul/Set NOJIMOTO, T. Problemas encontrados na estmação e nterpretação de funções de produção agrícolas Dssertação (Mestrado em Economa Aplcada) ESALQ/USP, Praccaba OLIVEIRA, E. B. de. Análse econométrca de uma função de produção mlho na Regão de Patos de Mnas, Mnas Geras. Ano Agrícola 1964/65, MG, Dssertação (Mestrado em Economa Rural) UFV/MG, Vçosa, 1966). THOMPSON, R. Economa da produção. UFV, Mnas Geras, VARIAN, H. R. Mcroeconoma: prncípos báscos. Ro de Janero, Campus, YOTOPOULOS, P. A.; NUGENT, J. B. Economc of development: emprcal nvestgatons. New York, Hasrper & Row,