UMA INVESTIGAÇÃO SOBRE O CICLO DOS NEGÓCIOS NA INDÚSTRIA DA BAHIA

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1 UMA INVESTIGAÇÃO SOBRE O CICLO DOS NEGÓCIOS NA INDÚSTRIA DA BAHIA Igor Alexandre Clemene de Morais Door em Economia pela Universidade Federal do Rio Grande do Sl (UFRGS) Vanessa Frainer Economisa PUCRS e conslora econômica/fiergs Resmo Ese rabalho em como objeivo consrir m índice, a parir da meodologia de Sock e Wason, qe possa ser represenaivo do comporameno da indúsria da Bahia. Além disso, é feia ma análise do ciclo dos negócios no seor nos úlimos anos. Foi ilizada a meodologia de mdança de regime markoviano para ober, de forma endógena, as daas em qe a economia enconrava-se em m regime de recessão o enão de crescimeno. As esimaivas feias mosraram qe as variáveis relacionadas ao mercado de rabalho possem grande peso na consrção de m indicador coincidene. Devido a isso, é de esperar qe qando ocorre m movimeno brsco de qeda nas horas rabalhadas na prodção, o no nível de emprego, há fores indícios de qe a indúsria da Bahia esá para iniciar m período recessivo. Foi enconrado qe os ciclos de crescimeno dram em média nove meses, conra dois meses de períodos recessivos. Porém, qando a indúsria da Bahia esava em recessão, a qeda era de,5% conra ma axa média de crescimeno de,3% ao mês. Para dados rimesrais, os períodos recessivos iveram maior dração qe os períodos de crescimeno na aividade, mas a magnide desa variação é mais próxima. - INTRODUÇÃO Há mio qe se disce em economia a eoria do ciclo dos negócios, e hoje os países mais desenvolvidos preocpam-se em mensrar o comporameno cíclico da renda, do emprego e da prodção, o individalmene o enão denro de m modelo qe conemple os movimenos comns enre diferenes variáveis o economias. A écnica clássica de análise do ciclo dos negócios foi desenvolvida, na primeira meade do séclo passado, por pesqisadores do Naional Brea of Economic Research (NBER), de onde desaca-se a pblicação de Brns e Michell (946, p. 3), qe assim definem o ciclo dos negócios: a cycle consiss of expansions occrring a abo he same ime in many economic aciviies, followed by similarly general recessions, conracions, and revivals which merge ino he expansion phase of he nex cycle; his seqence of changes is recrren b no periodic; in draion bsiness cycle vary from more han one year o en or welve years; hey are no divisible ino shorer cycles of similar characer wih amplides approximaing heir own. O NBER foi fndado em 9 e a sa primeira pblicação sobre as daas dos ciclos na economia americana foi em 99.

2 A parir desa definição, as das qesões cenrais nessa eoria passaram a ser como idenificar m ciclo hisórico e como qanificar os co-movimenos de ma variável econômica específica com o ciclo dos negócios agregado. O seja, a idéia é relacionar o comporameno de algma variável econômica a m movimeno conjno enre diversas oras variáveis macroeconômicas. Dado qe ma recessão afea oda a economia, não sendo resria apenas a m deerminado seor, a proposa é analisar ma medida de aividade econômica qe seja ampla, al como o PIB real. Porém, há ma dificldade de moniorameno dos ciclos de ma maneira rápida, pois algmas esaísicas não são divlgadas mensalmene. Desa forma, a meodologia proposa pelo NBER consise na análise de ma esimaiva mensal do PIB, além de oras variáveis qe esão disponíveis em periodicidade mensal. Sendo assim, para idenificar o ciclo econômico agregado, ma das alernaivas é recorrer à meodologia do NBER qe consise, fndamenalmene, de dois passos. Inicialmene são deerminados os ponos em qe há ma mdança no comporameno de m conjno de variáveis econômicas. Eses ponos idenificados são denominados de rning poins 3. A segir, esses diferenes momenos idenificados para cada série de empo são comparados enre si, o qe permie idenificar aqeles qe são comns enre as diferenes variáveis envolvidas. Se, a parir do jlgameno dos analisas qe compõem o comiê do NBER 4, os movimenos cíclicos associados com esses rning poins são sficienemene persisenes e comns enre os seores, enão, m ciclo econômico agregado pode ser idenificado, deerminando, assim, qais foram os momenos em qe a economia enconrava-se em recessão. Essas decisões são geralmene aceias como daas oficiais do ciclo dos negócios nos Esados Unidos, consiindo-se em m benchmark para a análise da aividade econômica agregada. Por fim, além dessa informação, ambém é possível classificar cada variável econômica envolvida como sendo anecedene o coincidene com o ciclo agregado. Apesar da aplicabilidade e simplicidade desse méodo, algmas deficiências podem ser aponadas. Em primeiro lgar, o fao de qe a escolha acerca das daas em qe ocorre ma recessão carregar ma cera dose de sbjeividade, o qe implica m enorme empo para sa deerminação oficial. Com isso, esse processo não é o mais indicado qando o objeivo é fazer m moniorameno em empo real da aividade econômica. Em segndo lgar, apesar de Brns e Michell (946) fornecerem ma descrição esaísica dos aspecos cíclicos de várias séries de empo, a análise proposa não fornece m raameno maemáico formal da medida do ciclo dos negócios. Nese aspeco, a economeria em sido ma ferramena mio imporane e úil para a evolção da pesqisa nesa área e diversas écnicas paraméricas e não-paraméricas foram desenvolvidas com o inio de fornecer m caráer formal para a deerminação dos rning poins 5. Em especial, o NBER dá peso considerável nessa análise para o emprego e a renda pessoal dedzida de pagamenos de ransferência, além de considerar ambém a prodção indsrial e o volme de vendas das indúsrias. 3 Os rning poins são as daas de ransição enre os momenos de expansão e de recessão do ciclo dos negócios. Na noação ilizada na lierara, peaks é o fim de ma expansão e o início de ma recessão, enqano qe roghs é o início de ma expansão e o fim de ma recessão. 4 O comiê do NBER qe define as daas dos ciclos econômicos nos EUA é consiído de see membros. 5 O leior ineressado pode conslar Nefci (98), Diebold e Rdebsch (996), Hamilon (989) e Chave (998; ). Um dos desdobramenos da écnica desenvolvida pelo NBER foi a consrção, por pare do Deparameno de Comércio dos Esados Unidos (U. S. Deparmen of Commerce) de m índice composo, feio a

3 No Brasil, não há insiição, seja do governo seja do seor privado, qe ilize qalqer écnica exisene para caracerizar, de maneira oficial, as daas em qe a economia como m odo, o deerminado seor, enconra-se em m regime de recessão. Não só a deerminação e o conhecimeno dessas daas são imporanes para a facilidade do enendimeno da hisória econômica do país, mas ambém para a aividade econômica, o qe ornaria mais eficaz a ilização das políicas moneárias e fiscais. Assim é qe ese rabalho em o inio de fornecer m sbsídio para a análise hisórica da indúsria baiana na medida em qe é feio m esforço para, a parir de dados oficiais e fazendo so de algmas écnicas exisenes na lierara, caracerizar os rning poins da indúsria do Esado nos úlimos anos. Em pariclar, é aplicado m modelo de faor dinâmico jnamene com o modelo de mdança de regime, ano para dados mensais qano para rimesrais. O conhecimeno em empo real do esado da economia, nese caso, a indúsria, pode conribir para o enendimeno dos impacos de variáveis macroeconômicas imporanes sobre a aividade econômica do Esado, como o câmbio, a inflação e a axa de jros. De ma forma geral, são dois os modelos disponíveis na lierara: m linear e oro não-linear. O primeiro é baseado no rabalho pioneiro de Sock e Wason (989; 99) e já difndido na lierara inernacional, apesar de poco aplicado no Brasil. A segnda abordagem faz so do modelo de mdança de regime markoviano para caracerizar, de forma endógena, as daas dos rning poins ver Kim (994) e Chave (998). Analisando a hisória econômica da Bahia nos úlimos anos, noa-se qe o desenvolvimeno econômico do Esado não ocorre de forma homogênea, endo sido permeado por vários choqes de nareza macroeconômica, o qe indica, a princípio, a exisência de vários ciclos. Aé a década de 97, a indúsria do Esado enconrava-se à margem do projeo de desenvolvimeno econômico qe foi iniciado no cenro-sl do país no final da década de 95. A prodção de bens inermediários, com a consiição do Complexo Peroqímico de Camaçari, promove ma mdança esrral significaiva na mariz prodiva do Esado. A indúsria qímica e a Refinaria Landlfo Alves consiíram as bases para o desenvolvimeno do complexo meal-mecânico da Bahia drane ese período, qe cono com a paricipação do governo esadal, os incenivos fiscais e ambém o fornecimeno de eqipamenos para o seor peroqímico. Drane a década de 98, as dificldades enconradas pelo Brasil no cenário econômico inernacional prejdicaram sobremaneira o se crescimeno. A crise macroeconômica aingi odas as regiões e seores e, na Bahia, ese cenário ambém não foi diferene. Os diversos planos econômicos implemenados a parir da segnda meade da década não lograram o objeivo desejado, e os ganhos de renda qe eram aferidos no momeno segine aos pacoes econômicos eram logo radzidos em pressão sobre os preços, provocando ma grande oscilação na demanda agregada. parir da combinação de algmas variáveis econômicas. Esse indicador em sido mio ilizado pelos formladores de políica econômica para moniorar e prever os rning poins do ciclo dos negócios nos Esados Unidos.

4 3 Com a reração no mercado inerno, os invesimenos no seor indsrial deprimiramse, compromeendo a prodividade das empresas e o desenvolvimeno do seor no Esado. Assim, a década ermino com o país enfrenando ma grave crise econômica inerna qe desariclo oda a esrra prodiva. Além disso, da forma como foi feia a aberra comercial no país no início da década de novena, pode-se dizer qe esa represeno ma fore mdança esrral na prodção domésica. Com o ameno da compeição no mercado inerno, a indúsria nacional vi-se obrigada a passar por m período inenso de reesrração, com invesimenos maciços qe reslaram em ganhos de prodividade para o seor e qe perdraram por oda a década. Para o complexo meal-mecânico baiano, o marco nessa mdança foi a privaização de empresas imporanes da indúsria no Esado. Os novos invesimenos no Complexo Peroqímico de Camaçari e a consiição do seor de papel e cellose ambém são ciados como aconecimenos qe clminaram nma nova mdança esrral na mariz prodiva da Bahia. Assim, no início da década passada, o seor qímico, qe represenava 46% do oal do Valor Agregado Bro da indúsria de ransformação (VAB), aingi a marca de 56% no final dos anos novena. Já o gênero de papel e cellose inicio a década com paricipação de,83% no VAB, passando em 995 a 5,4%, mas erminando a década em 3,5% 6. Por oro lado, a indúsria de prodos alimenares foi ma das qe mais perderam paricipação no PIB do seor drane a década de 99, saindo de m valor de 4,7% em 99 para 7% ao final da década. Por fim, no final do séclo passado, a reomada dos invesimenos no Esado seria complemenada com a implanação de ma monadora de aomóveis qe consiiria, assim, m elo imporane qe falava na sa mariz indsrial 7. Tabela Indicadores de desempenho da indúsria nacional (99-) Cso Uniário do Trabalho Prodividade na Indúsria Brasil -7,5% 63,73% São Palo -4,6% 7,6% Minas Gerais -9,7% 8,44% Rio de Janeiro -4,6% 53,66% Espírio Sano -38,97% 89,65% Bahia -3,7% 6,43% Ceará 38,8% -6,74% Pernambco 8,8% 5,58% Rio Grande do Sl -5,7% 49,47% Paraná -,5% 3,35% Sana Caarina -5,3% Fone: Dados bros, CNI e IBGE 6,% Após a aberra comercial do início da década passada, a indúsria brasileira inha no mercado de rabalho o grande desafio a enfrenar 8. Na média, o ameno da prodividade 6 Ver Fernandes () e dados do SEI/IBGE. 7 Para ma discssão sobre os rês períodos hisóricos presenes na economia baiana, conslar Carvalho Jnior, Pessoi e Pereira () e, para ma análise hisórica da indúsria do Esado na década de 99, ver Fernandes (). 8 Para o cálclo da prodividade na indúsria foi ilizada a razão enre a prodção física do IBGE e as horas rabalhadas na prodção na indúsria, coleadas nas Federações das Indúsrias de cada Esado. Anes de se fazer essa divisão, os dados foram dessazonalizados pelo méodo X-, acima, disponível no pacoe esaísico PCGIVE..

5 4 indsrial no Brasil foi da ordem de 63%. Nesse mesmo período, a prodividade na indúsria baiana eve m crescimeno de 6%, o seja, 4,8% de axa de crescimeno média ao ano. Por oro lado, o cso niário do rabalho 9 eve qeda acenada nesse período, em especial na indúsria do Rio de Janeiro (4,6%), Espírio Sano ( 38,9%) e Bahia ( 3%), qe ficaram mio acima da média brasileira. No caso dese, essa redção no cso foi da ordem de 3,65% ao ano, em média. A conjgação do ameno da prodividade com redção no cso niário do rabalho no seor, além da elevação da qalificação da mão-de-obra, foi faor de fndamenal imporância para a melhora na compeiividade da indúsria nesse período. Porém, essa dinâmica não foi consane ao longo da década, em qe a mdança de regime cambial de 999, apesar de incenivar as exporações brasileiras, prodzi impacos negaivos no seor, na medida em qe orno mais caro para a indúsria nacional imporar bens de capial. Desa forma, esse ajse cambial dificlo a manenção de ma axa acenada de crescimeno da prodividade. De fao, as exporações do Esado, em valor, amenaram de forma significaiva após a mdança de regime cambial: cerca de 5,4%. Porém, essa expansão não foi sficiene para permiir ao Esado aingir a conribição de 7% sobre as exporações oais brasileiras qe foi verificada em 983. Assim, apesar de a indúsria da Bahia er-se ornado compeiiva frene ses pares ano na região qano no reso do país, drane a década de novena, m core emporal revela qe o ano de 999 significo ma rpra para o seor, com ma mdança esrral qe parece ocorrer ano na endência qano na média de longo prazo. É imporane ressalar qe essas mdanças podem esar associadas a m comporameno ano de cro prazo qano de longo prazo. No primeiro caso, desacam-se os choqes de nareza macroeconômica, como o Plano Real em 994, além da própria mdança de regime cambial em 999, prodzindo impaco na prodção qe levo m cero empo para se dissipar. E, no segndo caso, cabe ciar os invesimenos feios no seor ao longo da década, qe modificaram sobremaneira a mariz indsrial. Assim, é imporane qe, em qalqer esdo qe seja feio acerca do desempenho da indúsria do Esado, sejam diferenciadas as flações econômicas de cro das de longo prazo. Essa divisão permiirá a observação de diversas caracerísicas qe esão presenes em variáveis econômicas e qe são conhecidas na lierara como faos esilizados. O primeiro fao, o consaação, é qe as flações econômicas não apresenam m comporameno cíclico o reglar qe possa ser deerminado como sendo único ao longo do empo. Considere-se, por exemplo, a evolção do log do índice da prodção indsrial da Bahia enre o primeiro rimesre de 985 e o primeiro rimesre de 3, al como mosrado no Gráfico. As barras sinalizam os see planos econômicos implemenados no Brasil nesse período. Como pode ser viso, apesar de exisir ma endência de crescimeno na prodção indsrial ao longo do empo, esa se mosra basane irreglar, com qedas significaivas, 9 O cso niário do rabalho foi obido a parir da razão enre os salários reais pagos na indúsria, coleados nas Federação de Indúsrias e a prodção física do IBGE. Foram eses: em fevereiro de 986 o Crzado I, em jnho de 987 o Crzado II, em Janeiro de 989 o Plano Verão I, em maio do mesmo ano o Plano Verão II, em Março de 99 o Plano Collor I, em janeiro de 99 o Plano Collor II e, por fim, em Jlho de 994 o Plano Real.

6 5 como a verificada no segndo rimesre de 995, de 6,5%, e ambém de axa de crescimeno posiiva, 7,7%, como no erceiro rimesre de. Além da níida endência de crescimeno após o Plano Real, é possível idenificar visalmene a exisência das flações cíclicas nessa série.,5,3,,9,7,5,3,,99,97,95 85-I 86-I 87-I 88-I 89-I 9-I 9-I 9-I 93-I 94-I 95-I 96-I 97-I 98-I 99-I -I -I -I 3-I logaríimo da Prodção Indsrial Gráfico - Prodção indsrial da Bahia Fone: IBGE Os ciclos de crescimeno são diferenes dos ciclos de negócios. Os primeiros correspondem a variações cíclicas no desvio da prodção real da sa endência de longo prazo, e possem das fases: esados de crescimeno leno e esados de crescimeno rápido. Já os ciclos dos negócios, por oro lado, correspondem a qeda o crescimeno na aividade qe são verificados em vários seores da economia, e qe ambém podem ser divididos em das fases: as recessões e as expansões. As recessões podem ser inerpreadas como m crescimeno peqeno, o qando a economia cresce a axas negaivas, ao passo qe as expansões são períodos de crescimeno moderado. Porano, como há ma endência de crescimeno na série da prodção indsrial, qe, por vezes, é inerrompida de maneira abrpa, mas de caráer emporário, essa endência deve ser isolada do componene cíclico. Uma das formas de fazer isso é a parir de ma regressão do log da prodção indsrial conra o empo e observar o comporameno dos resídos. Nese caso, os resídos desse modelo sinalizarão de forma mais clara as flações cíclicas da variável em qesão. Aplicando essa regressão para a série da prodção indsrial do IBGE no período aqi considerado, o Gráfico mosra o comporameno dos resídos obidos a parir da diferença enre a endência linear e a série da prodção indsrial. A linha divisória dos ciclos é o valor zero. Qando a prodção esá na área acima dessa linha, é dio qe esa se enconra além do se poencial e, de modo conrário, qando esá abaixo desse valor, é dio qe a prodção esá abaixo do se poencial. O seja, esa diferença esimada é o gap no prodo. De acordo com a definição de Brns e Michell (946), as axas de crescimeno menores precedem as conrações na economia, enqano qe fases de crescimeno alas correspondem a ma recperação da aividade. Por fim, as expansões são fases de crescimeno econômico normal. Essa regressão é da forma: log( y ) = α + ε, em qe y é o índice de prodção física.

7 6 O méodo linear ilizado aneriormene apona para a exisência de doze períodos em qe a aividade indsrial na Bahia enconrava-se abaixo do se poencial, qe compreendem 93 meses de m oal de, e qe podem ser caracerizados como os rning poins. 8,% 6,% 4,% Acima do Poencial Taxa Percenal,%,% -,% -4,% -6,% Abaixo do Poencial -8,% 85-I 86-I 87-I 88-I 89-I 9-I 9-I 9-I 93-I 94-I 95-I 96-I 97-I 98-I 99-I -I -I -I 3-I Gráfico - Diferença linear da série da prodção indsrial da Bahia Fone: IBGE Os períodos mais cros de conração na aividade indsrial são de m rimesre e o mais longo, de dezesseis rimesres, o seja, não há m padrão definido para o ciclo. Além do mais, esses inervalos êm sido menores em momenos mais recenes, o seja, verifica-se ma assimeria na periodicidade da qeda na aividade. Ese é apenas m exercício simples de idenificação dos períodos cíclicos da aividade indsrial, e qe possi diversas falhas, em especial, por casa da presença de qebras esrrais qe prodzem ma não-linearidade na série. Assim, dois ponos podem ser considerados. Em primeiro lgar, mesmo sendo possível idenificar os ciclos a parir da regressão linear separando o componene de endência do ciclo da série, esa ainda coném flações de cra dração qe não esão propriamene relacionadas com o ciclo dos negócios. Em segndo lgar, nada garane qe a endência de longo prazo a ser ilizada é realmene linear. Desa forma, ese processo só é esaisicamene válido se o componene de crescimeno de longo prazo for ma endência linear no empo, o seja, se a prodção indsrial for esacionária ao redor de ma endência linear. O ese de Dickey-Fller e de Perron (997) foi feio e as esimaivas mosram qe a série da prodção indsrial da Bahia é I(), o seja, em raiz niária, mesmo na presença de qebra esrral. Esses reslados nos levam a conclir qe, apesar de a série da prodção indsrial ser esacionária a parir da primeira diferença, a presença de qebras esrrais ano na consane qano na endência sinalizam para m comporameno não-linear. Nese caso, na presença de ma endência não-linear a esimaiva do ciclo feia a parir de m filro linear, al como no exercício anerior, condz à deerminação de m ciclo qe é espúrio. Porano, é recomendado qe seja ilizada ma écnica qe possa capar essa caracerísica.

8 7 Um filro qe pode ser ilizado para exrair o componene cíclico de ma série de forma não-linear é o de Hodrick-Presco, qe esá demonsrado em Hodrick e Presco (997). A esimaiva de endência a parir desse filro parece se adapar melhor aos dados. Apesar diso, esa ainda não parece ser a melhor formlação para descrever o comporameno da prodção indsrial da Bahia, endo prodzido grandes resídos. Nessa meodologia, al como no modelo linear, ambém foi idenificada a presença de assimeria na periodicidade nos momenos em qe a prodção esava abaixo do se poencial. Uma diferença qe exise enre essas das écnicas aqi ilizadas é qe, pelo filro HP, foram enconrados dez períodos de recessão, com m oal de 34 rimesres, conra doze períodos esimados aneriormene. Porém, apesar dessas diferenças, é possível noar pelas das meodologias ma cera semelhança enre algmas daas em qe a aividade indsrial esava abaixo de se poencial. Além do filro não-linear de Hodrick-Presco, ma ora alernaiva não-linear de esimar o ciclo econômico é recorrer aos modelos esrrais de série de empo. Nese caso dos modelos esrrais, a série é decomposa em ermos de ses componenes nãoobserváveis, como, por exemplo, a endência, a sazonalidade e o ciclo 3. Denre as diversas formlações possíveis nos modelos esrrais, a qe foi aqi ilizada para caracerizar o movimeno cíclico da prodção indsrial é o modelo de endência mais ciclo e componene irreglar. A comparação enre as esimaivas de endência pelo filro de Kalman e os demais mosra qe ese possi ma melhor adapação ao comporameno da série da prodção indsrial. Aqi foram enconrados dezoio períodos de conração, perfazendo m oal de 36 rimesres, endo o mais longo, com seis rimesres segidos, ocorrido enre o primeiro rimesre de 985 e o segndo de 986. A menor qeda enconrada foi de,9%, em 986/II, e a maior, de 3,77%, em /II. Novamene, al como nos dois oros filros, enconro-se a presença de assimeria na periodicidade e na amplide do ciclo. Apesar de ese filro er esimado mais períodos de ciclo de qeda na prodção qe o linear e o HP, noo-se qe a periodicidade aqi é menor. Além disso, exise ma semelhança enre algmas daas de conração na economia aqi indicadas com a enconrada nos dois oros méodos. Uma écnica de regra de bolso e qe é basane ilizada por analisas considera a exisência de ma recessão na economia a parir da ocorrência de das qedas consecivas rimesrais na prodção. Nese caso, para a série da prodção indsrial da Bahia, noo-se qe esa eria, drane o período aqi analisado, passado por oio períodos recessivos, menos do qe os aponados nos oros méodos. Esses reslados evidenciam qe não há ma consância nas oscilações da prodção indsrial da Bahia qando do início de m ciclo de qeda na prodção. Iso nos remee para a análise de dois ponos imporanes. Em primeiro lgar, verificar a diferença qe exise na magnide da qeda na prodção indsrial do Esado. Em segndo, o período exisene enre ma recessão e ora, o seja, a dração dos ciclos. Na asência de ma daa oficial para caracerizar os períodos recessivos da indúsria do Esado, ma alernaiva para validar essas esimaivas é recorrer a algns evenos de nareza macroeconômica qe ocorreram no Brasil drane esse período, noadamene os 3 Para ma discssão sobre o ema, ver Harvey (989).

9 8 Planos econômicos implemenados no país. Com ese criério, orna-se possível verificar a exisência de ma relação deses com o comporameno da prodção indsrial da Bahia e as daas indicadas. Ora alernaiva é recorrer a Chave (), qe faz esimaivas dos rning poins para a economia brasileira. No início da segnda meade da década de oiena, a enaiva frsrada de combaer a inflação a parir de m plano heerodoxo, os Planos Crzado I e II, coloco a economia brasileira nma fore recessão no ano de 987. Chave () enconro qe, no segndo rimesre de 987, a economia brasileira iniciava m período recessivo qe draria apenas mais m rimesre, aé 987/II. Essas das daas assinaladas pela aora ambém foram aqi indicadas como de recessão para a indúsria da Bahia. Essa recessão se esende nos meses segines, endo se aprofndado no ano de 988. Novamene Chave () enconro para a economia brasileira m peak (início da recessão) em 988/II, qe se esenderia aé 988/IV. Porém, aqi não foi assinalada qeda da aividade no segndo rimesre de 988, mas, sim, nos dois rimesres segines, em especial o qaro rimesre dese ano. Nas esimaivas de rning poins feios aneriormene, há indícios de qe, nos demais rimesres desse ano, a indúsria da Bahia crescia abaixo do se poencial. Ese movimeno de qeda na prodção ambém ocorria na indúsria dos demais Esados da federação. Da mesma forma qe o Plano Crzado, o Plano Verão I, implemenado no primeiro rimesre de 989, falho na enaiva de combaer a crescene inflação, colocando a economia novamene em m processo recessivo. Os oros Planos econômicos qe coincidem com as daas aqi indicadas são o Plano Collor I e II, respecivamene março de 99 e janeiro de 99. As esimaivas de Chave () indicam qe o país iniciava m processo recessivo no primeiro rimesre de 99 e qe se esenderia aé 99/I. Logo depois, m novo ciclo recessivo na indúsria da Bahia, em linha com o enconrado em Chave (), eria início em 99/IV e erminaria em 99/II. Enre o impeachmen do presidene Collor e as eleições de 993, eve-se novamene m cenário de crescimeno abaixo do poencial na indúsria do Esado, em especial o qaro rimesre de 993. Porém, esa daa não foi enconrada nas esimaivas de Chave (). Um pono ineressane nas daas aqi esimadas é qe, após o Plano Real, ano o méodo da regressão qano o filro HP e o filro de Kalman indicaram a exisência de ciclos cros de qeda na prodção. Na verdade, de 994 em diane, as esimaivas aqi aponaram apenas a daa de 3/IV como sendo represenaiva de qeda na prodção. No final de 994, a crise mexicana forço o governo brasileiro a amenar as axas de jros inernas como forma de coner ma corrida conra o Real. O reslado dessa políica moneária resriiva foi a qeda na aividade econômica inerna qe, no caso da indúsria baiana, esende-se para rês rimesres de 995. Em Chave (), foi indicado qe a economia brasileira iniciava ma recessão em 995/II e qe erminaria em 995/III. Porano, apenas o úlimo rimesre daqele ano não coincide com as esimaivas para o Brasil. O úlimo ciclo recessivo enconrado para a economia brasileira em Chave foi de 998/I a 998/IV. Nos méodos aqi ilizados, foram deerminadas as daas 998/II e 998/IV. Apesar dos períodos recessivos pós Plano Real, a esabilidade econômica da segnda meade da década de novena pode er conribído para ornar mais definidos os ciclos de crescimeno e de qeda na aividade indsrial da Bahia. Mas, não apenas isso, eses ambém pareceram ser de mais cra dração.

10 9 Além dese comporameno diferenciado no ciclo econômico aponado aneriormene para a prodção física, oro fao esilizado na lierara de macroeconomia é qe as flações no prodo são disribídas de forma irreglar em relação a ses componenes. Por exemplo, a conribição da variação na prodção indsrial para a flação do PIB oal pode ser maior do qe a sa paricipação na composição do próprio prodo inerno bro, o viceversa 4. Por fim, m erceiro fao esilizado é qe os movimenos no prodo qe ocorrem em períodos de crescimeno e qeda na aividade são assiméricos. O seja, períodos de baixo crescimeno econômico qe são imediaamene segidos por períodos de alo crescimeno econômico são mio mais comns do qe os movimenos inversos; normalmene, os primeiros são de mais longa dração do qe os úlimos. Esa assimeria na dração do ciclo já foi demonsrada aneriormene a parir do so do filro linear, do H-P e do filro de Kalman. Além diso, a presença dessa assimeria na indúsria baiana pode ser consaada a parir da análise da variação da prodção indsrial do Esado enre m rimesre correne e o rimesre imediaamene anerior. Apesar de ocorrerem diversas qedas na aividade indsrial do Esado drane o período em qesão, esas foram de mais cra dração do qe os movimenos de crescimeno. Por fim, é imporane observar qe essa assimeria no ciclo econômico deve ser considerada pelo modelo economérico ilizado, sob pena de se prodzirem esimaivas qe são inconsisenes. Esse é o objeivo dese arigo, qe esá assim organizado. Além desa inrodção, no capílo dois é mosrada a meodologia qe será aplicada para consrir m indicador coincidene da indúsria da Bahia. No capílo rês, a écnica demonsrada no capílo dois é ilizada para descrever o comporameno cíclico da indúsria do Esado a parir de variáveis levanadas pela FIEB (Federação das Indúsrias do Esado da Bahia). Por fim, no capílo qaro esão as principais conclsões e as indicações de possíveis desdobramenos qe podem ser feios a parir desa pesqisa. METODOLOGIA A primeira abordagem com o inio de modelar o ciclo dos negócios é a de Brns e Michell (946), em qe é crediada a exisência do ciclo ao declínio absolo no prodo. Porém, diversos oros méodos empíricos podem ser ilizados para explicar ese comporameno econômico. Uma alernaiva ao méodo clássico seria enconrar os desvios do ciclo de sa endência de longo-prazo aravés do so de m filro linear. Uma das hipóeses ilizadas aqi para isolar o componene cíclico a parir de m filro linear é qe a série seja esacionária ao redor de ma endência. Mas esa hipóese é qesionável para diversas séries macroeconômicas, como o PIB e a prodção indsrial 5. Uma ora opção qe poderia refleir a idéia de co-movimeno é ober ma única série a parir de ma combinação linear de m conjno de oras séries e analisar o comporameno cíclico dessa série reslane como represenaivo de odas as demais a parir da meodologia de análise de componene principal. Barros (993) ilizo ese méodo para séries brasileiras, enconrando evidências de correlação na freqüência do ciclo dos negócios, o qe spora a hipóese de exisência de comovimeno. 4 Para ma discssão sobre ese pono conslar Romer (996). 5 Devido à exisência de raiz niária e, possivelmene, de ma endência não linear, a ilização de m filro linear reslaria na obenção de m ciclo espúrio.

11 Diversas formlações foram sgeridas para analisar essas relações, mas, desde a críica de Sims (98) à modelagem macroeconômica radicional, as análises paraméricas via modelos VAR veores ao-regressivos passaram a ser largamene ilizadas na macroeconomeria. Denre os principais modelos, desacam-se os qe possem ma esrra esocásica mlivariada, ma vez qe podem servir para modelar as relações econômicas enre as variáveis não apenas no cro prazo, mas ambém no longo prazo, a parir do so de veores ao-regressivos e do conceio de co-inegração e de mecanismo de correção de erros. Engle e Issler (993) aplicam esa meodologia para analisar os co-movimenos no cro e longo prazos do PIB per capia da Argenina, Brasil e México, no pós-gerra, enconrando evidências de ciclos e endências comns. Uma simplificação proposa da esrra VAR são os modelos de faor. Nese caso, os co-movimenos de variáveis macroeconômicas conemporâneas ocorrem, pois eles são condzidos, em pare, por choqes comns. Por exemplo, em m modelo de m faor, o comporameno de m conjno de n variáveis é qaliaivamene similar ao comporameno de somene ma variável, o seja, o faor comm. Nas úlimas décadas, os modelos analíicos qe formalizaram a consrção de indicadores econômicos e qe permiiram idenificar e prever os momenos em qe ma economia inicia o ermina ma recessão êm ganho poplaridade. Um dos exemplos mais recenes e inflenes é o modelo de faor dinâmico linear de Sock e Wason (989; 99; 993), em qe os co-movimenos enre as variáveis econômicas são caprados por m índice composo. A abordagem do modelo de faor dinâmico linear considera a exisência de simeria no ciclo dos negócios, o seja, períodos de recessão e crescimeno êm a mesma dração, magnide e amplide. Ese modelo foi aplicado a séries macroeconômicas brasileiras com dois enfoqes diferenes. Spacov (), com o inio de consrir m indicador coincidene e anecedene para a economia brasileira, e Pichei e Toledo (), para prodzir m indicador coincidene da prodção física indsrial, com base nos índices das caegorias de so calclados pelo IBGE. Para caracerizar esses co-movimenos além dos modelos de faores dinâmicos, ambém podem ser ilizados os modelos não-lineares, como os de mdança de regime. Recenemene, após a pblicação do arigo de Hamilon (989) sobre o ciclo dos negócios do PIB nos EUA, cresce o ineresse pelas esimaivas não-lineares a parir do méodo de mdança de regime markoviano, seja para aplicações em séries macroeconômicas seja ainda em séries financeiras. Porém, aé a pblicação de Diebold e Rdebsch (996), esas das caracerísicas do ciclo dos negócios, os co-movimenos e a não linearidade, eram raadas de forma isolada. Esses aores enão propseram m modelo de faor dinâmico mlivariado com mdança de regime qe domina essas das caracerísicas-chave dos ciclos dos negócios. Nese caso, a axa de crescimeno de cada ma das séries consideradas como indicadores coincidenes irá depender dos valores correnes e passados de m faor comm não observado, qe é enão inerpreado como o índice composo de indicadores coincidenes. Chave (998) esimo m modelo de faor dinâmico com base em m algoriimo desenvolvido por Kim (994), qe permie qe o indicador reslane seja governado por ma variável de esado não observada. Esa formlação não-linear prodzi reslados mio mais saisfaórios comparaivamene ao modelo linear de Sock e Wason (99). Além diso, a previsão dos períodos de recessão e crescimeno feia pela aora coincide com a indicada pelo NBER para a economia americana. A aora ambém desaca

12 qe ma das vanagens do modelo de mdança de regime é qe ese pode ser ilizado para se fazer inferência em empo real sobre em qe esado se enconra a aividade econômica. Uma série de oros rabalhos segi aplicando as meodologias linear e não-linear a diversas variáveis e problemas macroeconômicos. Ver Morais (3) para ma resenha e aplicação a séries brasileiras. Além dessa meodologia, Forni e al. (5) propõem ma nova forma de consrir indicadores coincidenes e anecedenes, fndamenada na análise de faor dinâmico e de componene principal dinâmico, sando dados macroeconômicos de países da União Moneária Eropéia. Por fim, em-se o arigo de Chave (5), em qe há ma aplicação do modelo de faor para prodzir indicadores anecedenes para a inflação no Brasil e o de Kholodilin (5), qe iliza m modelo de dois faores para caracerizar o ciclo dos negócios na economia americana. O objeivo dese capílo é apresenar a meodologia de faor dinâmico sob o enfoqe dado por Sock e Wason (99) para o modelo linear e a de Chave (998; ) para a formlação não-linear. Desa forma, ese é dividido em rês pares. Na seção. é explicado o modelo linear; na seção. é descrio o modelo não-linear e, na seção.3, o processo de esimação qe é ilizado nessas das formlações.. - Modelo Linear Seja m veor Yi (nx) do log de variáveis coincidenes em qe é assmido qe odas as séries em yi possem raiz niária, mas são não co-inegradas 6. A consrção de m índice comm é feia a parir de m modelo de faor dinâmico com as variáveis medidas em nível. Nese caso, assmindo qe esas sejam I(), é feia a primeira diferença, e o modelo em o segine formao: Y = D + γ C + (.) i i i i ( C δ ) = φ ( C δ ) φr ( Cr δ ) + η (.) i = d i i dipi p + ε i (.3) η ~ N(, σ ) onde η ε ~ (, ) é o choqe comm, i N Σε é o erro de medida, a mariz de σ = η Q variância-covariância dada por Σε, C é o componene comm, δ é ma consane no empo, σ η =, i é formlado de al maneira a capar os efeios dinâmicos dos choqes, porém, eses são independenes e γi são os diferenes pesos do componene comm 7 qe medem a sensibilidade de cada série para com o ciclo dos negócios. 6 Nieo e Melo (5) apresenam m modelo qe incorpora a hipóese de co-inegração. 7 Para ser consisene com a resrição σ =, as séries em y i são padronizadas a parir de s i = N n = ( y i y ) i. η y i s i onde

13 Como E ( Y ) = E( D ) + E( γ C ) + E( ) = D + γ δ, o modelo acima pode ser i i expresso a parir do desvio das variáveis em relação à média, i i i i y = γ c + onde y = Y E Y ) e, a parir de c = C δ, a eqação (.) passa a ser dada por: i i ( i i i i c = φ + c φ rcr η (.4) O problema esaísico a ser solcionado aqi é esimar c para cada =,...,n, sando o conjno de observações disponível aé o momeno, o seja, {c ;=,...,n}. A solção proposa por Sock e Wason (99) foi colocar as eqações (.) a (.3) no formao espaçoesado e ilizar o filro de Kalman para ober os hiperparâmeros do modelo. Feio iso, a esimaiva de c corresponde ao índice coincidene, ao passo qe as sas previsões para k períodos à frene esão relacionadas ao qe se denomina de índice anecedene (ver Harvey, 989).

14 3 Para o caso de cinco variáveis ) ( i y y y y y y = e o número de defasagens para c e igal a dois, o seja, r=p= em (.3) e (.4), enão, as eqações de medida e de ransição são dadas, respecivamene, por: = c c y y y y y γ γ γ γ γ (.5) + = c c d d d d d d d d d d c c ε ε ε ε ε η φ φ (.6). - Modelo Não-linear O modelo de faor dinâmico linear de Sock e Wason (99), descrio na seção anerior, considera apenas ma caracerísica do ciclo dos negócios, qal seja, o comovimeno enre variáveis econômicas. Um oro aspeco mio imporane, como por exemplo, a não-linearidade, não é abordada nese modelo. Esa, por sa vez, foi esdada na descrição dos ciclos dos negócios por Hamilon (989), a parir de m modelo nivariado de mdança de regime aplicado ao PIB dos Esados Unidos. Poseriormene, em Chave (998), a assimeria e o modelo de Sock e Wason (99) foram abordados de forma conjna em ma formlação denominada de faor dinâmico mlivariado com mdança de regime. A parir do momeno em qe se permie a exisência de assimeria no ciclo dos negócios, a axa de crescimeno dos indicadores coincidenes observados, y i, dependerá,

15 4 além de valores presenes e passados, de m faor comm não observado c, ambém do fao de a economia esar em m dado esado, o seja, o regime. Desa forma, para incorporar essa caracerísica, o conjno de eqações (.) a (.3) passa a ser dado por: Y = D + γ C + (.7) i i i i ( C µ s δ ) = φ C ( µ s δ ) φ r ( Cr µ s δ ) + η (.8) i = d i i dipi p + ε i (.9) onde η ~ N(, ), ε i ~ N(, Σε ), C é o componene comm, δ é ma consane no σ η empo e σ η =. Além disso, odos os choqes são independenes, γ i são os diferenes pesos do componene comm e µ s depende de a economia esar em m deerminado esado. Considerando a possibilidade de apenas dois esados, qe são caracerizados como de recessão o crescimeno, por exemplo, enão em-se qe µ = µ + µ S, onde s µ, S {,} e a ransição enre eses esados é dada pelas probabilidades de ransição: > = Pr[ S = / S = ] = p e Pr[ S = / S = ] = q, onde p é a probabilidade de se esar em crescimeno em dado, qe esava em crescimeno em -, e q é a probabilidade de a indúsria esar em recessão em dado, qe ambém esava em recessão em -. Noe qe, diferenemene do modelo linear de Sock e Wason (99), a formlação não-linear permie qe a axa de crescimeno média de longo prazo do índice coincidene mde enre os dois regimes dos ciclos dos negócios. Esa axa de crescimeno é dada por δ e; impondo para µ s ma média zero, esa variável passa a represenar os desvios desa axa de crescimeno de longo prazo de acordo com o esado da economia. No caso de dois esados, S = {,}, eses podem ser caracerizados como sendo de recessão o crescimeno. Assim, o faor dinâmico esimado, além de represenar o co-movimeno enre as variáveis, pode ambém ser inerpreado como o ciclo dos negócios (ver Kim e Yoo, 995, e Kim e Nelson, ). Porém, nada garane qe o conjno de dados a ser ilizado é caracerizado por apenas m faor. Kim e Piger () esimam m modelo com dois faores dinâmicos, o seja, ma endência esocásica e m componene ransiório comm. Modelos com mais de m faor ambém foram ilizados por Engle e Issler (995), Issler e Vahid (998) e Kholodilin (5)..3 - Processo de Esimação A esimação dos hiperparâmeros do modelo de faor dinâmico linear não apresena maiores dificldades. Sejam as segines eqações de medida e de ransição:

16 5 y = Hβ + ε (.) = µ β β + F + v (.) ε R ~ N v Q de m modelo al como o qe foi represenado por (.) a (.3). Desa forma, os hiperparâmeros são obidos a parir do so do filro de Kalman, qe calcla de forma recrsiva o veor de esados não observado no empo com base em oda a informação aé -. Porém, a parir do momeno qe se insere nas eqações de medida e de ransição ma mdança de regime, os parâmeros do modelo passam a depender do comporameno de ma variável de valor discreo, S =,,...,M, qe não é observada. Como reslado, há m ameno significaivo do número de parâmeros a serem esimados em cada ieração do filro de Kalman. A alernaiva enconrada por Kim (994) para limiar o número de parâmeros foi ilizar m algorimo de alisameno e filro básico para m modelo espaço-esado com regime markoviano em qe a esimação dos parâmeros desconhecidos do modelo é feia por máxima verossimilhança. Esa écnica pode ser aplicada, sob algmas resrições, para se ober inferência sobre qalqer modelo dinâmico de série de empo com mdança de regime e qe possa ser colocado no formao espaço-esado. Assim, de forma resmida, o filro de Kim é dado por ma combinação enre o filro de Kalman e o filro de Hamilon, considerando a aproximação das esimaivas poseriores como forma de redzir o número de eqações enconradas a cada passo. Para ma descrição do processo de fncionameno desse filro, ver Kim (994) e Kim e Nelson (). 3 UM INDICADOR COINCIDENTE PARA A INDÚSTRIA DA BAHIA Esa seção em o inio de aplicar a meodologia linear e não-linear de Sock e Wason (99), apresenada no capílo anerior, para desenvolver m modelo de faor comm qe possa ser represenaivo de oda a indúsria do Esado. A parir de enão, para caracerizar o ciclo econômico, ilizo-se o modelo de mdança de regime proposo por Hamilon (989). Desa forma, é possível fornecer m caráer esaísico para a deerminação dos rning poins no seor. A esimação desses dois modelos em conjno foi a proposa presene no algoríimo de Kim (994) e aplicada por Chave (998; ). As variáveis qe foram aqi ilizadas para prodzir m foram coleadas na Federação das Indúsrias do Esado da Bahia: vendas reais, pessoal empregado na indúsria, salário líqido real pago no seor, horas rabalhadas na prodção e ilização da capacidade insalada. A análise foi feia ano nas séries mensais qano rimesrais como forma de poder fornecer sbsídio sficiene para a adoção das daas desses ciclos Análise dos Dados Mensais

17 6 As séries mensais iveram início em janeiro de 99 e érmino em maio de 3, perfazendo m oal de 37 observações 8. O ese de Agmened Dickey-Fller e de Perron (997), feios para as séries em nível e em diferenças, permiiram conclir qe odas são I() qando medidas em nível. A Tabela raz os reslados para as esimaivas dese modelo linear. Tabela Esimaiva dos parâmeros: modelo linear de Sock e Wason Parâmeros Coeficienes Desviopadrão Parâmeros Coeficienes Desviopadrão φ,4,3 d 5 -,,9 φ -,4,3 σ vendas 3,6 3,9 d -,45,84 σ pessoal,749,3 d -,43,7 σ salário,83,38 d -,36,65 σ horas 6,84,87 d -,3, σ ci,5,39 d 3 -,697,88 γ vendas,3, d 3,54,9 γ pessoal,7,49 d 4 -,47,9 γ salário,498,9 d 4 -,55, γ horas,76,56 d 5 -,6,87 γ ci,75,33 Fone: Elaboração do aor De fao, qando se analisa ese componene (Gráfico 3), pode-se ver o comporameno do índice coincidene, e nos Gráficos 4 a 8 se comporameno relaivamene a cada variável. Índice de base fixa (99=) Índice de base fixa (99=) Vendas Reais Indice Coincidene 6 7 jan/9 jan/93 jan/94 jan/95 jan/96 jan/97 jan/98 jan/99 jan/ jan/ jan/ jan/3 jan/9 jan/93 jan/94 jan/95 jan/96 jan/97 jan/98 jan/99 jan/ jan/ jan/ jan/3 Gráfico 3 Índice coincidene Fone: Elaboração do aor Gráfico 4 Vendas e índice coincidene Fone: FIEB 8 Todos os dados, à exceção da Uilização da Capacidade insalada, são expressos em índice de base fixa, em qe 99=, e foram dessazonalizados pelo méodo X- Arima.

18 7 Índice de base fixa (99=) 9 8 Pessoal empregado Indice Coincidene Índice de base fixa (99=) 9 8 Salário Líqido Indice Coincidene jan/9 jan/93 jan/94 jan/95 jan/96 jan/97 jan/98 jan/99 jan/ jan/ jan/ jan/3 Gráfico 5 Pessoal empregado e índice coincidene Gráfico 6 Salário líqido e índice coincidene Fone: FIEB Fone: FIEB 6 jan/9 jan/93 jan/94 jan/95 jan/96 jan/97 jan/98 jan/99 jan/ jan/ jan/ jan/3 Índice de base fixa (99=) jan/9 jan/93 jan/94 jan/95 Horas Trabalhadas na Prodção Indice Coincidene jan/96 jan/97 jan/98 jan/99 jan/ jan/ jan/ jan/3 Índice de base fixa (99=) jan/9 jan/93 jan/94 jan/95 jan/96 jan/97 jan/98 UCI Indice Coincidene Gráfico 7 Horas rabalhadas na prodção e índice coincidene Gráfico 8 UCI e índice coincidene Fone: FIEB Fone: FIEB jan/99 jan/ jan/ jan/ jan/3 Por fim, êm-se as esimaivas de γ i, qe represenam os pesos de cada variável qe compõe ese índice coincidene. Pelos alos valores enconrados para o coeficiene de pessoal empregado (,7), horas rabalhadas na prodção (,7) e salários líqidos reais (,49), é de esperar qe eses enham maiores pesos na composição do indicador final. Assim, normalizando para eses pesos, em-se qe a variável horas rabalhadas passa a er m peso final de 46% na composição do índice, enqano qe pessoal empregado, 34,6%. A Tabela 3 mosra esas ponderações 9. Tabela 3 Caracerísicas do indicador coincidene Variáveis Pesos de cada Correlação com o variável indicador coincidene Vendas Reais 3,% -,399 Pessoal Empregado 34,66%,97 Salários Líqidos 3,6%,84 Horas Trabalhadas 46,55%,986 Uilização da Capacidade,7% Fone: Elaboração do aor -,48 9 Uma ora forma de se chegar a eses pesos seria ilizar a análise de componene principal.

19 8 Vale ressalar qe as variáveis qe possem a maior correlação com o indicador coincidene esão relacionadas ao comporameno do mercado de rabalho. Iso pode ser explicado pela dinâmica menos erráica dessas rês variáveis ao longo do empo. Em relação às vendas reais, noo-se qe há m descolameno do índice a parir de 999. Iso é explicado pelo comporameno da variável vendas em relação às demais. Aé esa daa, as vendas da indúsria apresenavam ma cera esabilidade e, mesmo com a qeda verificada na série de pessoal empregado e salários líqidos, esas não foram ão significaivas a pono de prodzirem m grande desvio do comporameno do indicador em relação à série das vendas. Nese caso, a mdança de regime cambial pode esar inflenciando ese comporameno. O so da variável ilização da capacidade insalada pode esar gerando ma disorção nos reslados finais por dois moivos. Em primeiro lgar, esa é ma variável cjo inervalo de oscilação é mio peqeno - no caso da indúsria da Bahia, vai de m mínimo de 63% de ilização a m máximo de 8% drane o período de análise. Nese caso, mesmo qe o ese de raiz niária apone para a exisência de ma endência emporal, esa não parece fazer senido econômico, sendo bem provável qe os reslados possam esar sendo inflenciados pelo redzido número de observações. O segndo pono a desacar é qe a ilização da capacidade é ma variável qe carrega grande dose de sbjeividade na sa composição. O seja, por mais qe a sa composição seja feia da forma mais próxima à realidade, o qe se noa nos números apresenados é ma baixa sensibilidade desa para com os movimenos cíclicos da prodção indsrial. Por exemplo, em períodos onde o gra de ilização do seor foi mais elevado, revelando m ameno da prodção, se nível nnca lrapasso os 85%. Além disso, o fao de a ilização da capacidade er apresenado m peso peqeno na composição do índice coincidene é m sinal de qe essa variável em poco pode esar explicando em qal esado enconra-se a indúsria da Bahia. Assim, para verificar a validade do so da ilização da capacidade insalada no índice final, o mesmo modelo anerior foi esimado, porém, eliminando esa variável, e os reslados mosraram poca modificação enre os coeficienes esimados com cinco variáveis e os esimados com qaro. A conclsão a qe se chego na análise das variáveis com dados mensais foi qe, na medida em qe o indicador coincidene em como objeivo descrever, a parir de m único índice, o comporameno de odo o seor, as variáveis relacionadas ao mercado de rabalho apresenaram os maiores pesos individalmene. A explicação para ese fao esá relacionada à rigidez desse mercado no Brasil, o qe dificla m ameno do emprego em momenos de aqecimeno econômico, bem como inibe as demissões em períodos de qedas de aividade qe são visas, principalmene, como conjnrais, o qe redz a variabilidade desse indicador. Na verdade, o primeiro movimeno qe as empresas fazem é amenar o diminir as horas rabalhadas para, em m segndo momeno, redzirem se qadro de pessoal. Desa forma, devido a esa rigidez, o fechameno As correlações enre as oras variáveis e o componene comm em poco se modificaram, e a correlação enre o indicador coincidene esimado com cinco variáveis e o enconrado para qaro variáveis é ala (,999).

20 9 de posos de rabalho pode ser viso como m fore indicaivo de mdança no comporameno agregado do seor. Qando foi incorporada a mdança de regime o modelo não parece ser robso, o seja, as esimaivas finais foram mio mais sensíveis ao valor deerminado para os parâmeros iniciais. Desa forma, para ma mesma formlação foram enados diferenes valores iniciais para os parâmeros, e a escolha do modelo final eve como criério aqele qe apresenasse o maior valor do log da verossimilhança. A formlação final mosro qe, no regime caracerizado de recessão (regime ), a indúsria do Esado eve qeda na prodção de,5%. Já no regime de crescimeno econômico, a axa foi de,3%. O Gráfico 9 descreve qe probabilidade alisada 3 da aividade indsrial enconra-se em recessão em deerminados momenos. Qando a linha no gráfico esá abaixo do valor,5, enão é dio qe a economia esá denro da região de menor probabilidade de recessão. Por oro lado, qando esa se enconra acima do valor,5, enão há ma probabilidade maior de a economia enrar em recessão. Probabilidade Alisada,75,5,5 Probabilidade Alisada,75,5,5 mar/9 mar/93 mar/94 mar/95 mar/96 mar/97 mar/98 mar/99 mar/ mar/ mar/ mar/3 mar/9 mar/93 mar/94 mar/95 mar/96 mar/97 mar/98 mar/99 mar/ mar/ mar/ mar/3 Gráfico 9 Probabilidade de recessão Fone: Elaboração do aor Gráfico Probabilidade de crescimeno Fone: Elaboração do aor O Gráfico descreve a evolção da probabilidade de o indicador coincidene da indúsria da Bahia esar no esado, qal seja, crescimeno econômico. Vale ressalar qe a linha de probabilidade dese gráfico é dada por -p, onde p é a probabilidade de esar em recessão. De forma resmida, ese gráfico é o inverso do anerior. Da mesma forma qe é feia a análise para os períodos de recessão, aqi se diz qe a economia esá com maior probabilidade de enconrar-se em crescimeno econômico qando a linha de probabilidade esá acima do valor,5. Esimadas esas probabilidades, é possível deerminar os rning poins do índice coincidene da aividade indsrial da Bahia, e a Tabela 4 raz essas daas para dados em periodicidade mensal. Foram ilizados dois esados, recessão e crescimeno, e das defasagens para o componene comm e idiossincráico. Isso ocorre com maior inensidade nos parâmeros σ i. 3 As esimaivas pelo filro de Hamilon permiem qe se obenha ano a probabilidade alisada qano a filrada Ver Hamilon (989; 99).