FLUXO DE EXPORTAÇÕES DO ESTADO DO CEARÁ ENTRE : uma análise a partir dos Vetores Autorregressivos

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1 FLUXO DE EXPORTAÇÕES DO ESTADO DO CEARÁ ENTRE : uma análise a parir dos Veores Auorregressivos Anônio Bruno Moa Pereira Wellingon Ribeiro Juso 2 Áydano Ribeiro Leie 3 RESUMO: O objeivo dese rabalho é analisar o fluxo de exporações do esado do Ceará no período compreendido enre os anos de 997 a 2009 aravés dos Veores Auorregressivos. Os resulados mosram que o seor exporador cearense possui uma grande capacidade de recuperação a curíssimo prazo de choques provenienes de mudanças na conjunura econômica inernacional, levando em orno de seis a see meses para reornar ao equilíbrio original após um choque. Ademais, a velocidade de recuperação do seor exporador da economia cearense deve-se ao fao de que a paua exporadora do esado é predominanemene composa por bens de consumo não duráveis que, por naureza, apresenam demanda inelásica, corroborando assim, na formação de um colchão anicíclico Bacharel em Ciências Econômicas, aluno da Pós-graduação em Adminisração Financeira da Universidade Regional do Cariri. anoniobruno2@homail.com. 2 Douor em Economia pelo Programa de Pós-graduação em Economia da Universidade Federal de Pernambuco, professor associado do curso de Economia da Universidade Regional do Cariri. jusowr@yahoo.com.br 3 Mesre em Economia pela Universidade Federal da Paraíba, professor assisene do curso de Economia da Universidade Regional do Cariri. economisaaydano@yahoo.com.br V. 7, n., jan. /jun

2 para o seor devido à menor perda de receias em empos de crise, em conraposição ao que ocorria em períodos passados. Palavras-chave: Ceará. Veores Auorregressivos. Exporações. Comércio exerior. ABSTRACT: The aim of his sudy is o analyze he flow of expors from he sae of Ceará in he period beween he years 997 o 2009 hrough he Vecor Auoregressive. The resuls show ha he expor secor of Ceará has a grea resilience o shor-erm shocks from changes in inernaional economic siuaion, aking around six o seven monhs o reurn o he original equilibrium afer a shock. Moreover, he speed of recovery of he expor secor of he economy of Ceará, due o he fac ha he expor baske of he sae is predominanly composed of consumer goods nondurable goods which are by naure inflexible. Corroboraing hus he formaion of a cushion for couner-cyclical secor due o lower revenue loss in imes of crisis, in conras o wha happened in he colonial period. Keywords: Ceará. Vecor Auoregressive. Expors. Foreign rade. Inrodução Desde o período colonial aé os dias de hoje as exporações no âmbio do mercado brasileiro apresenaram, ao longo do empo, modificações acenuadas em sua composição. Tais mudanças decorrem de sofrerem, no decorrer dos empos, uma modificação acenuada em sua esruura. Tais mudanças decorrem do fao de que houve alerações na quesão da variabilidade da demanda inernacional ou das suas variáveis correlacionadas, como alerações da políica de comércio exerior, alerações da legislação ribuária relaiva ao comércio exerior, formação de blocos econômicos regionais ec. As mudanças decorrem ambém da implemenação de um mercado exporador nacional, subdividido em segmenos regionais especializados na exporação de um ipo de paua específica. No caso brasileiro, as regiões Nore, Sul, Sudese, Cenro-Oese e Nordese. A exisência de al nível de especialização enre as diversas regiões brasileiras não decorre somene das vanagens comparaivas inerenes a cada uma, mas ambém das relações iner-regionais enre as mesmas. Tal fao orna-se evidene na região Nordese. Segundo Rosa e Alves (200, p ): 96 Nexos Econômicos CME-UFBA

3 Todavia, a própria dinâmica da indusrialização brasileira exigia, cada vez mais, o fornecimeno de insumos cujos preços e produividade fossem condizenes com uma economia que se expandia e ampliava a demanda de insumos. Como os produores nordesinos não foram capazes de acompanhar esa dinâmica e a própria região Sudese caminhava a passos largos para subsiuir as imporações nordesinas por produos locais, resringiu-se paulainamene a paricipação do nordese no abasecimeno de ais produos, ornando-se o Sudese mais produivo e compeiivo em relação aos bens anes aendidos pelo comércio iner-regional. Dessa forma, a Região foi pouco a pouco, sendo deslocada do mercado nacional. Ainda de acordo com Rosa e Alves (200), al políica de subsiuição de imporações fez com que o Nordese passasse a er resrições a suas imporações do exerior, subsiuindo-as por imporações provenienes de ouras regiões do Brasil, ornando-se assim um fornecedor líquido de divisas para o nosso país, principalmene para o Sudese. Já em relação à economia do esado do Ceará, Guimarães Neo (989 apud ROSA; ALVES, 200) afirma que o Ceará hisoricamene esá marcado foremene pelos raços da região Nordese. Ou seja, a economia cearense ende a ser um elemeno complemenar ao cenro dinâmico da economia brasileira (que no caso é a região Sudese do país), possuindo ambém a caracerísica de fornecedor líquido de divisas para o Brasil. Frene à imporância do seor exporador cearense na capação de divisas do exerior, foram realizados esudos aos quais inham por finalidade: analisar o desempenho do seor exporador cearense frene ao mercado exerno como o realizado por Gomes e Reis (200), ou analisar o impaco de variáveis econômicas selecionadas sob o nível de exporações do esado em deerminados seores específicos, como é o caso de Silva, Caraxo e Almeida (2004). No enano, verificou-se a inexisência de um esudo empírico específico acerca de como se comporam as variáveis macroeconômicas componenes do comércio exerior cearense, frene a grandes oscilações não previsas da conjunura econômica inernacional, bem como a ineração enre as mesmas de modo a se resabelecerem ao equilíbrio original. A observação do volume exporado, da axa de câmbio e da renda mundial ao longo do empo pode auxiliar a capar o comporameno V. 7, n., jan. /jun

4 do comércio exerior cearense frene a ais siuações. Essas informações podem ser úeis para dirigir a ação dos produores e pesquisadores, bem como auxiliar o governo esadual na adoção de políicas públicas com desinação a regulação do mercado exerno. Conforme o exposo, o presene esudo em por objeivo principal a análise do comporameno das exporações cearenses uilizando o modelo (Veor Auorregressivo) (VAR) de modo a capar os impacos conemporâneos das variáveis deerminanes do seor exporador do esado. Para ano, uilizam-se séries mensais referenes ao valor exporado, axa de câmbio e renda mundial, no período de janeiro de 997 a dezembro de FUNDAMENTAÇÃO TEÓRICA A seção a seguir raz de forma sinéica a fundamenação eórica que respalda o modelo uilizado nas esimações. A eoria neoclássica do livre comércio na visão de Heckcher-Oklim A eoria do comércio inernacional, associada à políica e concepções clássicas, chegava ao seu apogeu com os posulados ricardianos. A lógica das vanagens comparaivas na eoria neoclássica do comércio inernacional é represenada pelo modelo de Heckcher-Oklim. A principal conribuição dese modelo consiui-se em Uma elegane discussão sobre os fundamenos do conceio de vanagens comparaivas e os ganhos do comércio exerior, baseada nas diferenças enre doações domésicas dos faores de produção e na diferença na inensidade do uso dos faores na produção de diferenes produos em países disinos. (GONÇALVES, 998, p.4) Observa-se que o pressuposo básico do modelo mosra que as vanagens comparaivas de um país esabelecem-se a parir da doação de faores na economia. Além diso, refua-se a eoria do valor-rabalho e inroduz-se a eoria do valor-uilidade, onde os agenes econômicos são racionais e maximizadores de preferência. São ainda pressuposos do modelo: a inexisência de mobilidade inernacional dos faores de produção, de onde se explica a diferença dos cusos e preços inernacionais; a homogeneidade 98 Nexos Econômicos CME-UFBA

5 nas ecnologias de produção enre países, onde a ecnologia e as funções de produção são dadas; reornos consanes de escala e concorrência perfeia. Um exemplo do modelo pode ser descrio da seguine forma: dois países, A e B, produzem bens X e Y uilizando ecnologias disinas. O país A é escasso com relação ao faor rabalho, mas possui o faor capial com relaiva abundância. O preço do bem inensivo em rabalho (faor escasso) no país A é relaivamene mais caro do que no país B. Por ouro lado, o preço relaivo do bem inensivo em capial é mais barao. Desa forma, o país A deverá exporar produos inensivos em capial e imporar aqueles que possuem inensidade do faor rabalho. Com isso, a liberalização da economia, segundo o modelo, dá-se de acordo com a variação de preços enre os países A e B, devido a diferenças na doação de faores. Com a aberura comercial ocorre uma mudança nos preços relaivos, havendo uma endência de equalização dos mesmos, com ganhos de comércio para odos os países envolvidos nas rocas comerciais. O eorema Heckcher-Oklin pode ser resumido da seguine forma: o país expora produos inensivos do faor abundane no mercado domésico e esa abundância pode ser verificada quando o país possui um esoque dese faor superior aos esoques inernacionalmene exisenes. As relações de comércio devem ser manidas com países que possuem doações disinas de faores e a validade do eorema depende de mais duas premissas, equilíbrio da balança comercial e uilização da mesma ecnologia de produção enre os países para deerminação do padrão de comércio. (FONSECA, 2004) O eorema de Heckcher-Oklim foi esado empiricamene em 953, pelo economisa russo Leonief, enando aplicar o modelo à economia americana. O auor consaou que os EUA imporavam bens com inensidade de capial, seu faor de produção com maior abundância, e exporavam bens com inensidade do faor rabalho, conrapondo-se a ideia básica do eorema. Ese rabalho do economisa russo ficou conhecido, a parir de enão, como o paradoxo de Leonief. A parir das conribuições de Heckcher-Oklin foram derivados mais dois eoremas imporanes. Os mesmos podem ser resumidos da seguine forma, conforme Fonseca (2004): Teorema de Solper-Samuelson: O aumeno do preço de um bem inensivo em capial provoca a elevação na remuneração do capial e queda na remuneração do rabalho, onde se observa a exisência de uma relação direa do preço do bem com a remuneração dos faores. V. 7, n., jan. /jun

6 Teorema de Rybczynski: defende a exisência de uma relação direa enre a quanidade produzida do bem e a doação do faor inensivo na produção daquele bem, pois, se por qualquer razão esa doação aumena, manido fixo o preço do bem, as quanidades produzidas deverão ser aumenadas. Alguns auores rabalham com a reformulação do modelo original, a parir da exisência de dois países com graus disinos de desenvolvimeno e nos quais os faores de produção uilizados são o rabalho qualificado e o rabalho menos qualificado. (WOOD, 997) O que se opõe em quesão, a parir desa preposição, são as diferenças qualiaivas educacionais que inerferem na remuneração do faor mão de obra enre países cenrais e aqueles que esão em processo de desenvolvimeno. Assim, os países cenrais deenores do rabalho qualificado devem exporar bens com inensidade nese faor. Neses países, o aumeno relaivo do preço do bem inensivo em mão de obra mais qualificada ocorre após aberura do comércio. A consequência poserior dese fao é o esímulo à produção de bens inensivos em mão de obra menos qualificada, proporcionando um fomeno à remuneração relaiva à mão de obra menos qualificada. A críica e análise de Viner Enre os auores e eóricos do livre comércio que eceram críicas à eoria de Heckcher-Oklim, desaca-se o economisa Viner. (MOREIRA; CORREIA, 996) Na sua obra iniulada The cusoms union issue, lançada na década de 950, sobre a inegração econômica, Viner (95) apona duas quesões fundamenais, que não foram levadas em cona na elaboração do eorema de Heckcher-Oklim. A primeira diz respeio à deerminação de preços e a segunda esá relacionada às economias de escala, base de seu rabalho. Com relação à primeira quesão, Viner (95) não admie a deerminação de preço com base nos pressuposos neoclássicos ou marginalisas, viso que por esa análise são desprezados faores essenciais que exercem fore influência na eficiência da produção dos países. Denre esses faores, desacam-se como principais os aspecos culurais e sociólogos, além das condições naurais. Sobre a segunda quesão, Viner (95) observa, no eorema aneriormene ciado, a ausência dos ganhos de escala proporcionados pela aberura comercial. No seu rabalho explicia-se favoravelmene a eliminação das barreiras comerciais enre países, com enfoque nas economias de escala resulanes do processo de aberura comercial. Defendia, ambém, a união alfandegária 00 Nexos Econômicos CME-UFBA

7 num deerminado bloco comercial enre países. Sobre iso, exemplifica da seguine forma: Uma união alfandegária enre dois países A e B provocando a eliminação das barreiras comerciais enre ambos. Um desses países erá de exporar o produo de menor cuso médio (CME) e imporar os produos ao quais os cusos são elevados inernamene. De forma semelhane rabalha o país que maném laços comerciais com o mesmo, onde a redução dos cusos médios de produção amplia os ganhos de escala. Por fim, ese raria o bem-esar a cada país membro de um deerminado bloco comercial. A principal conribuição de Viner foi o supore a arcabouço que o seu rabalho deu nas formulações das concepções da nova eoria inernacional do comércio. METODOLOGIA Na seção a seguir será apresenado o modelo a ser esimado. As variáveis uilizadas assim como a fone dos dados. Fone dos Dados Para a esimação do modelo especificado serão uilizadas séries de empo mensais enre o período de jan/997 a dez/2009 das seguines variáveis: valor oal exporado de bens pelo esado do Ceará (em mil US$), 4 reirado do Sisema Gerenciador de Séries Temporais Módulo Público do Banco Cenral do Brasil; índice da axa de câmbio efeiva real, 5 exraído do Ipeadaa, mensurado como medida da compeiividade das exporações brasileiras, calculada pela média ponderada do índice de paridade do poder de compra dos 6 maiores parceiros comerciais do Brasil, considerando o oal de paricipações de cada com base no ano de 200 uilizando como medida da inflação nacional o Índice Nacional de Preços ao Consumidor (INPC) e o valor das imporações mundiais (em 4 A variável referene às exporações oais do esado do Ceará será denominada expcealog. 5 A variável Taxa de Câmbio Efeiva Real será denominada axcamlog. V. 7, n., jan. /jun

8 bilhões de dólares) 6 como proxy da renda mundial, obida ambém no sisema Ipeadaa, sendo proveniene das esaísicas do Fundo Moneário Inernacional (FMI). Todas as variáveis em nível serão logarimizadas para a aplicação do modelo. Veor Auorregressivo Dada a fragilidade no raameno dado aos esudos enre variáveis na forma de equações simulâneas, causada pela inserção de variáveis no modelo para solucionar o problema de idenificação do mesmo, Sims (980) propôs uma abordagem alernaiva que, além de conseguir raar várias séries no modelo, mensuraria o impaco das inovações sobre as variáveis conidas no sisema. Esa abordagem ficou conhecida como processo de Veores Auorregressivos. Segundo Maia (2002) e Juso e Lima (2006), ese méodo de análise mulivariado pode ser descrio na sua forma primiiva simples da seguine maneira: y = b 0 +b 2 z + γ y - + γ 2 z - + ε y () z = b 20 + b 2 y + γ 2 y - + γ 22 z - + ε z (2) Onde, y e z podem represenar o comporameno de duas séries diferenes, respecivamene, no empo ; ε y e ε z são ruídos brancos. Ese sisema apresena que a variável y pode ser expressa como função da sua auorregressividade e da variável z, no empo conemporâneo e na sua defasagem. Da mesma forma, o sisema apresena que a variável z pode ser expressa como função da sua auorregressividade e da variável y no empo conemporâneo e na sua defasagem. As equações () e (2) formam o sisema que relaciona y e z. As mesmas podem ser represenadas num formao maricial chamado VAR esruural. Formalmene, b y b γ γ y ε ou b 2 2 z Bx = b γ 2 γ 2 2 z + ε y z (3) = Γ0 + Γ x + ε (4) 6 A variável Imporação Mundial será represenada por impmunlog. 02 Nexos Econômicos CME-UFBA

9 B = b 2 b 2 x = y ; z Γ b = 0 ; 0 b20 γ Γ = γ 2 ; γ 2 γ 2 ε y ε = ε z ; e. Pré-muliplicando odo sisema pela inversa de B, em - se: B Bx = B Γ + B Γ x + B 0 ε (5) al que a inversa de B seja, B = b2 b b2 b b b2 b2 b b b Sims (980) desaca que os ermos de erro são funções de inovações, que podem ser dados por: B ε = b2 b b2 b b b2 b2 b b b = e e 2 (6) Assim, os ermos de erro seriam composos pelas inovações ε y e ε z, que se apresena num VAR() como segue: x + e = ν + A x (7) = ν B Γ Onde, 0 ; A = B Γ e ; e = B ε ; x é um veor (nx) que coném as variáveis presenes no modelo; ν é um veor (nx) de inercepos; A é uma mariz (nxn) de coeficienes; e e é um veor (nx) de erros, que são ruído branco. A generalização do modelo auorregressivo de ordem um, VAR (), para um modelo auorregressivo de ordem superior, VAR(p), pode ser apresenado da seguine forma: V. 7, n., jan. /jun

10 x + e = ν + A x Apx p, onde p =, 2, 3... (8) Onde x é um veor (kx) que coném as variáveis presenes no modelo; ν é um veor (kx) de inercepos; A i é uma mariz (kxk) de coeficienes; e e é um veor (kx) de erros, formados pelas inovações ano de y e z e ε y e ε z, respecivamene. O erro ei possui média zero, variância consane e não são correlacionados serialmene. Enquano que a covariância enre as inovações εy e εz é diferene de zero, ou seja, COV (ε y ; ε z ) 0. É a parir da verificação da exisência de uma correlação enre as inovações de cada série que Sims (980) desaca a possibilidade da mensuração do impaco de uma variável sobre oura. A quesão sobre o impaco de um choque sobre uma ou mais variáveis pode ser viso pela ransformação de um processo de Veores Auorregressivos, VAR, em um processo de veores de médias móveis, VMM. Respeiada a condição de esabilidade e de inveribilidade, ese processo de ransformação gerará a função impulso-resposa, proporcionando assim, uma forma de analisar um impaco de choque sobre uma série em quesão. Além disso, poderá ser feia a análise de decomposição do erro de previsão, que desacará o impaco de y e z e vice-versa, garanindo assim, um resulado que desacará a direção de causalidade enre as séries. Formalmene, pode-se represenar um processo VAR, descrio na equação (7), na forma de um processo VMM da seguine maneira: y z = a a 0 20 a + a 2 a a 2 2 y z e + e 2 (9) Represenando as médias de y e z por y e z, respecivamene, considerando a expressão em ermos de choque e aplicando a condição de esacionaridade, obém-se a seguine represenação maricial: y z y a = + z a a a 2 = i e + e i 2 i (0) Pela equação (0), verifica-se a relação exisene enre as variáveis posas no modelo com os ermos de erro associados a elas, cujo veor é dado como segue: 04 Nexos Econômicos CME-UFBA

11 e e 2 = b b 2 2 b 2 b 2 ε ε y z () Combinando as equações (0) e (), obém-se: y z y a a b = + 2 z b b = a a b i ε y + ε z (2) 2 φi = Subsiuindo A i b2 b2 b2 b 2 em (2), y z = y z φ ( i) 2 + = 0 φ2 ( i) 2 φ ( i) ε φ ( i) ε y z (3) ou x = µ + φiε i = 0 (4) Desa forma, em-se a represenação de um VAR em um VMM. Os φ coeficienes i na equação (3) represenarão a função impulso-resposa. Eles darão o impaco causado por choques ocorridos nas inovações ε y e ε z sobre y, e sobre z. RESULTADOS E DISCUSSÕES A análise das séries de empo nese presene esudo conemplou as seguines eapas: visualização gráfica das variáveis, aplicação de eses de raiz uniária, ese de coinegração, ese de causalidade, deerminação do número de defasagens do modelo, esimação dos parâmeros do modelo (VAR), deerminação da Função Impulso Resposa e da decomposição da variância do erro de previsão. Primeiramene, faz-se a análise gráfica das séries em esudo com a finalidade de verificar a exisência de quebras esruurais no inervalo de V. 7, n., jan. /jun

12 valores referenes a cada variável a ser uilizada no modelo. A presença desas disorce os resulados de um dos eses de raiz uniários mais uilizados na lieraura econômica, que é o de Dickey-Fuller (DF) e Dickey-Fuller Aumenado (ADF), bem como viesando o resulado dos demais ipos de eses para ese fim, como o de Kwiakowski-Phillips-Schmid-Shin (KPSS). Desse modo, orna-se indispensável à deecção de al faor, bem como de sua correção, para que os resulados se ornem válidos. Observando a série expcealog abaixo (Gráfico ), verifica-se que a mesma se compora em odo o seu inervalo de valores seguindo uma endência crescene, não ocorrendo assim quebra esruural e apresenando a caracerísica da esacionariedade, pois a mesma se compora como uma endência deerminísica. Gráfico - Exporações Toais de Bens do Esado do Ceará em nível logarimizada, de Janeiro de 997 a Dezembro de 2009 Fone: Elaborado pelos auores com base nos Dados do Banco Cenral do Brasil (20). Ao verificar ambém a variável impmunlog (Gráfico 2) classificada para os fins desa pesquisa como proxy da renda mundial, observa-se que ela ambém possui caracerísicas inerenes a uma endência deerminísica esacionária, porém com a presença de um oulier 7 de mudança de nível em meados do ano de 2008 em decorrência da deflagração da crise hipoecária nore-americana, que provocou um enorme impaco a nível do comércio exerior inernacional. Dada al siuação, muio embora enha ocorrido uma queda acenuada nas imporações mundiais, não significou 7 Segundo Margarido (200), o ermo usado para a presença de observações consideradas discrepanes no inerior de uma série de empo é chamado de ouliers. Enre os vários efeios provocados pela exisência de ouliers nas séries, desacam-se a mudança em seu nível a qual pode ser abrupa ou suave e alerações na rajeória de sua endência. 06 Nexos Econômicos CME-UFBA

13 uma mudança de endência nos dados, de modo a descaracerizar a exisência de quebra esruural. Gráfico 2 - Imporações Mundiais em nível logarimizada, de Janeiro de 997 a Dezembro de 2009 Fone: Elaborado pelos auores com base nos Dados do Banco Cenral do Brasil (20). Quando parimos para os valores referenes à variável axcamlog (Gráfico 3), noa-se inicialmene que aé um deerminado espaço de empo a série possui um ipo de volailidade conrolada (aé meados do início de janeiro de 999), e poseriormene adquire uma volailidade urbulena, acompanhada de uma fore mudança na função endência da mesma, ocorrendo assim uma quebra esruural. A jusificaiva para al aleração de comporameno relaiva ao câmbio real efeivo se verifica principalmene pela mudança do regime cambial brasileiro de axas adminisradas para axas fluuanes, em consequência à implanação do regime de meas para a inflação em janeiro de 999. Esa políica visava conrolar a inflação aravés da políica moneária, ornando a axa de juros (Selic) como variável exógena de inervenção governamenal, para conrolar o esoque endógeno de moeda em circulação na economia. V. 7, n., jan. /jun

14 Gráfico 3 - Taxa de Câmbio Efeiva Real em nível logarimizada, de Janeiro de 997 a Dezembro de 2009 Fone: Elaborado pelos auores com base nos Dados do Banco Cenral do Brasil (20). Como foi deecada para a variável relaiva ao câmbio real efeivo a presença de uma quebra esruural, a mesma será devidamene raada quando forem realizados os ese de raiz uniária para os dados. Após a análise gráfica das variáveis em esudo, o próximo passo para a esimação do modelo auorregressivo é a realização do ese de raiz uniária para a verificação da esacionariedade dos dados. Para fins dese esudo foi uilizado o ese de Dickey-Fuller Aumenado, uilizando como criério de deerminação do número de defasagens o Criério de Informação de Schwarz (CIS) para deecar a presença de raiz uniária nas variáveis objeo de esudo. A obenção da defasagem óima foi feia de forma auomáica pelo sofware Eviews 5.0 ao qual fixa um parâmero inicial máximo para a deerminação das defasagens emporais. Os resulados dos referidos eses para as variáveis expcealog e impmunlog enconram-se especificados a seguir (Tabelas e 2): 08 Nexos Econômicos CME-UFBA

15 Tabela - Tese de raiz uniária de Dickey-Fuller Aumenado (ADF) para a variável exporações oais de bens do esado do Ceará logarimizada para o período de janeiro de 997 a dezembro de Variável Valor Calculado Valor Tabelado (% 5% 0%) -,207 (-3,4733-2,8803-2,5768)* Expcealog -2,9323 (-4,09-3,4394-3,44)**,859 (-2,580 -,9429 -,653)*** -5,0288 (-3,4733-2,8803-2,5768)* D(Expcealog) -4,9934 (-4,09-3,4394-3,44)** -4,7470 (-2,580 -,9429 -,653)*** Fone: Elaborados com dados da Pesquisa. * ese com consane e sem endência. ** ese com consane e endência. *** ese sem consane e sem endência. Valores de MacKinnon (996). A Tabela mosra o resulado do ese ADF para a série referene às exporações oais de bens do esado do Ceará em logarimo. Para a variável em nível, verifica-se que ano o ese sendo realizado com consane e sem endência, com consane e endência e sem consane e endência, o valor da esaísica calculada é sempre maior do que os valores abelados aos níveis de,5 e 0% de significância, concluindo pela exisência de raiz uniária na série em nível. Quando omamos a primeira diferença das exporações, pode-se observar um resulado conrário ao anerior. Para o ese com consane e sem endência, com consane e endência e sem consane e endência, o valor calculado esá bem abaixo dos respecivos valores críicos em odos os níveis de significância, concluindo assim pela não exisência de raiz uniária na série em primeira diferença, ou seja, a mesma é inegrada de ordem, I(). Verificando a Tabela 2, a qual explicia os resulados do ese ADF para as imporações mundiais em logarimo, verifica-se que, em nível, al variável possui uma raiz uniária. Tal conclusão é proveniene do fao de que nas rês modalidades do ese o valor calculado é sempre maior que o abelado, para odos os níveis de significância esaísica. Ademais, em primeira diferença, consaa-se que no modelo esimado com consane e sem endência não exise raiz uniária a 5% de significância, pois nele o valor calculado é menor que o abelado (no limie); em relação ao modelo com consane e endência, nele não se rejeia a hipóese nula de raiz uniária, devido ao valor calculado ser maior que a abela em odos os níveis de significância, e no sem consane e sem V. 7, n., jan. /jun

16 endência, ambém se afirma a rejeição da hipóese nula a 5% (como no primeiro caso). Posos ais resulados, o ese evidência que a série é esacionária em primeira diferença, ou I(). Tabela 2 - Tese de Raiz Uniária de Dickey-Fuller Aumenado para a variável imporações mundiais logarimizada para o período de janeiro de 997 a dezembro de 2009 Variável Valor Calculado Valor Tabelado (% 5% 0%) -0,9223 (-3,4768-2,888-2,5776)* Impmunlog -2,556 (-4,0239-3,447-3,454)**,337 (-2,583 -,9430 -,652)*** -2,8973 (-3,4768-2,888-2,5776)* D(Impmunlog) -2,8992 (-4,0239-3,447-3,454)** -2,533 (-2,583 -,9430 -,652)*** Fone: Elaborado com dados da Pesquisa. * ese com consane e sem endência. ** ese com consane e endência. *** ese sem consane e endência. Valores de MacKinnon (996). Tendo em visa a ocorrência de quebra esruural nos valores da série referene à Taxa de Câmbio Efeiva Real, referene à mudança na políica econômica a parir de janeiro de 999, adoou-se o modelo Addiive Oulier (AO 8 ) ipo 2, o qual capa a mudança abrupa de nível da variável conjunamene com aleração de sua respeciva endência. Conforme a Tabela 3, o respecivo ese, como o valor calculado para o ese de raiz uniária com quebra esruural de Perron (-3,47) é superior aos valores abelados aos níveis de significância de, 5 e 0%, a hipóese nula de que al série possui raiz uniária não pode ser rejeiada, de modo que a mesma é I(). Tendo em visa que odas as variáveis do modelo são inegradas de ordem um, quer dizer I(), o próximo passo é verificar se ais séries possuem uma relação de longo prazo enre si, ou seja, se as mesmas são coinegradas. Para a deecção da exisência de ais veores coinegranes, foi realizado o ese de coinegração de Johansen, ao qual o resulado enconra-se a seguir. 8 Ao se deecar a presença de ouliers, em primeiro lugar, é necessário idenificar qual sua caegoria, para poseriormene aplicar a análise de inervenção. Exisem quaro caegorias de ouliers. O ipo de oulier considerado o mais simples é o addiive oulier (AO). (MARGARIDO, 200) 0 Nexos Econômicos CME-UFBA

17 Tabela 3 - Tese de raiz uniária com quebra esruural de Perron para a variável Taxa de Câmbio Efeiva Real logarimizada para o período de janeiro de 997 a dezembro de 2009, modelo Addiive Oulier caso 2 Variável Parâmero Esimaiva Tese 2 Inercepo ( ) 4, ,029 3 Taxcamlog (0,0337) Tendência ( ) 0,0049, (0,0025) DU 0,2555 6, Dummy 5 (0,0388) DT -0,002-4, Dummy2 6 (0,0025) Tese (ADF) sobre os resíduos Tese ( ) 7 = -3,4733 Para 8 = 0,2 o valor críico em nível de 0%, 5% e % para a esaísica ( ) corresponde respecivamene a: -3,66; -3,99 e -4,65. Fone: Elaborado com base nos dados da Pesquisa. Erro padrão enre parêneses. 2 Tese convencional. 3 Significaivo ao nível de %. 4 Significaivo ao nível de 5%. 5 Dummy do ipo sep que represena a mudança abrupa do inercepo da função endência dos dados. 6 Dummy que capa a mudança de inclinação da função endência. 7 As abelas com os valores críicos de ( ) enconram-se em Perron (989). 8, onde T é o número oal de observações; logo, represena a posição emporal relaiva ocupada pela quebra esruural na série. De acordo com o resulado exposo na Tabela 4, que mosra o ese a parir da análise da esaísica do raço, verifica-se a não exisência de veores de coinegração para as séries em esudo. O valor da esaísica calculada para a hipóese nula da não exisência de nenhum veor coinegrane é menor do que o seu valor abelado ao nível de 5% de significância. V. 7, n., jan. /jun. 203

18 Tabela 4 - Tese de coinegração de Johansen para a esaísica do raço das variáveis exporações oais de bens do esado do Ceará, imporações mundiais e axa de câmbio efeiva real logarimizadas para o período de janeiro de 997 a dezembro de 2009 H0 H Auovalor Esaísica do Traço Valor Críico a 5% r=0 r 0, , ,79707 r r 2 r 2 r 3 0, , ,4947 0, ,84466 Fone: Elaborado com base nos dados da Pesquisa. A mesma conclusão pode ser reirada no âmbio da esaísica de máximo auovalor na Tabela 5. Para a hipóese nula da não exisência de veores de coinegração, observa-se que a esaísica calculada é menor do que a abelada a 5% de significância, denoando assim a aceiação da mesma. Tabela 5 - Tese de coinegração de Johansen para a esaísica de máximo auovalor das variáveis exporações oais de bens do Esado do Ceará, do Brasil (20). Imporações mundiais e axa de câmbio efeiva real logarimizadas para o período de janeiro de 997 a dezembro de 2009 H0 H Auovalor Esaísica do Máximo Auovalor Valor Críico a 5% r=0 r 0, , ,362 r r 2 r 2 r 3 0, , , , , ,84466 Fone: Elaborado com base nos dados da Pesquisa. Dada a não exisência de coinegração no modelo (r=0), o mesmo apresena rank nulo, ou seja, não exise esacionariedade e nem coinegração enre as variáveis em esudo. Nese caso, Bueno (2008) afirma que o VAR deve ser esimado nas primeiras diferenças. Anes da deerminação do modelo, é de suma imporância deerminar as relações de causalidade que evenualmene possam exisir enre as séries, de modo que se possa deerminar a ordem de enrada das variáveis na esimação do veor auorregressivo. A Tabela 6 mosra os resulados do ese de causalidade de Granger para as séries em esudo. 2 Nexos Econômicos CME-UFBA

19 Tabela 6 - Tese de causalidade de Granger para as séries das exporações oais de bens do Ceará, imporações mundiais e a axa de câmbio efeiva real logarimizadas enre janeiro de 997 a dezembro de 2009 Hipóese Nula Número de Observações Esaísica F Prob D(Impmunlog) não Granger-causa D(Expcealog) D(Expcealog) não Granger-causa D(Impmunlog) D(Taxcamlog) não Granger-causa D(Expcealog) D(Expcealog) não Granger-causa D(Taxcamlog) D(Taxcamlog) não Granger-causa D(Impmunlog) D(Impmunlog) não Granger-causa D(Taxcamlog) Fone: Elaborado com base nos dados da Pesquisa , , , ,06 3,2383 0,04304, ,7278, , ,5707 0,0322 Conforme o ese realizado para as primeiras diferenças das variáveis, emos que, ao nível de 5% de significância, foram idenificadas rês causalidades unidirecionais enre as mesmas: ano as imporações mundiais (proxy da renda mundial) quano a axa de câmbio efeiva real causam no senido Granger as exporações do esado do Ceará, bem como as imporações mundiais ambém causam no senido Granger a axa de câmbio real efeiva. Após a deerminação das relações de causalidade das séries, o úlimo passo para a esimação do veor auorregressivo é a definição do número óimo de defasagens ou lags a serem uilizados para rodar o modelo. Para al finalidade, serão uilizados ano os criérios de informação de Akaike e Schwarz, quano a esaísica do logarimo de máxima verossimilhança. De acordo com a Tabela 7, os respecivos criérios de seleção uilizados reporaram duas siuações disinas: ano o ese realizado com a esaísica do logarimo de máxima verossimilhança (LR) quano o criério de informação de Akaike (CIA), definem que a melhor defasagem é a sexa, sendo que pelo criério de Schwarz (CIS) a defasagem a ser escolhida é a primeira. Diane de al impasse, a decisão acerca da ordem óima foi omada com base no criério da parcimônia, pelo qual prioriza a uilização no menor número possível de defasagens. Assim, o modelo será esimado na primeira defasagem. V. 7, n., jan. /jun

20 Tabela 7 - Seleção do número de defasagens do modelo VAR (p) para a deerminação das relações enre exporações oais de bens do Ceará, imporações mundiais e a axa de câmbio efeiva logarimizadas no período compreendido enre janeiro de 997 a dezembro de 2009 Defasagens LR AIC SIC VAR() 92,930-7, ,6842* VAR(2) 30,7007-8, , VAR(3) 5, , , VAR(4) 8,587-8, , VAR(5) 5, , , VAR(6) 30,86945* -8,06950* -6,90437 VAR(7) 0,0400-8, , VAR(8) 0, , , Fone: Elaborado com base nos dados da Pesquisa. Tese efeuado ao nível de 5% de significância. *Indica ordem de seleção do modelo pelo criério. O primeiro passo na análise dos resulados do modelo consa em deerminar o quano, em ermos percenuais, a variância de uma deerminada variável pode ser explicada pelas demais séries componenes do sisema. Na Tabela 8 emos a decomposição da variância do erro de previsão para as exporações oais do Ceará. Pode-se verificar que no decorrer do período em análise (dez meses à frene) que o percenual de explicação das variáveis se maném esável a parir do quaro mês e esabilizando-se no décimo mês. Observa-se que além das exporações cearenses serem praicamene deerminadas pela sua própria variância (89,73%), a renda mundial exerce maior influência (8,53%) do que a axa de câmbio real efeiva (,72%) na deerminação do valor exporado pelo esado. Tabela 8 - Decomposição da variância do erro de previsão da variável exporação oal de bens do esado do Ceará logarimizada, em relação à exporação oal de bens do Ceará, as imporações mundiais e a axa de câmbio efeiva real logarimizadas enre janeiro de 997 a dezembro de 2009 Variável Período Erro Padrão D(Expcealog) D(Impmunlog) D(Taxcamlog) D(Expcealog) 0, ,0000 0, , ,3395 9,7575 6,48068, , , ,474953, , , ,537803, , , ,53822, , , ,53823, Fone: Elaborado com base nos dados da Pesquisa. 4 Nexos Econômicos CME-UFBA

21 No que diz respeio à variância da renda mundial, conforme a Tabela 9, evidenciada pela sua proxy, além dela ser praicamene explicada por si mesma (94,0%), noa-se que os principais deerminanes desa série são, na ordem, as exporações oais de bens do esado do Ceará (5,64%), seguido da axa de câmbio efeiva real (0,24%). A ínfima paricipação do câmbio na renda mundial deve-se ao fao que essa axa serve apenas como um índice de roca das diversas unidades moneárias inernacionais, não agregando valor ao rendimeno mundial. Tabela 9 - Decomposição da variância do erro de previsão da variável imporações mundiais logarimizada, em relação à exporação oal de bens do Ceará, as imporações mundiais e a axa de câmbio efeiva real logarimizadas enre janeiro de 997 a dezembro de 2009 Variável Período Erro Padrão D(Expcealog) D(Impmunlog) D(Taxcamlog) D(Impmunlog) 0, , ,965 0, ,0674 4, ,8402 0, , , ,3897 0, , , ,0592 0, , , ,0558 0, , , ,0558 0, Fone: Elaborado com base nos dados da Pesquisa. Em relação à Tabela 0, à variância da axa de câmbio efeiva real, muio embora as suas oscilações sejam praicamene explicadas pela mesma (95,53%), observa-se que o principal deerminane desa variável é a renda mundial (4,22%), seguido das exporações oais do esado (0,24%). Tal resulado evidencia uma endência no período em esudo de que a deerminação da axa de câmbio é mais influenciada pelo fluxo de imporações do que de exporações dos países. A jusificaiva para al conclusão provém do fao de que a renda mundial (aqui represenada pelas imporações mundiais) movimena-se de um modo bem mais flexível que as exporações, devido à aual financeirização do capial exisene. Iso é, sendo a maior parcela da renda do mundo concenrada nos ganhos do mercado financeiro, de modo que qualquer oscilação do mesmo provocará mudanças significaivas no mercado de divisas. V. 7, n., jan. /jun

22 Tabela 0 - Decomposição da variância do erro de previsão da variável axa de câmbio efeiva real logarimizada, em relação à exporação oal de bens do Ceará, as imporações mundiais e a axa de câmbio efeiva real logarimizadas enre janeiro de 997 a dezembro de 2009 Variável Período Erro Padrão D(Expcealog) D(Impmunlog) D(Taxcamlog) D(Taxcamlog) 0, , , , , ,8340 4, , , , , , , , , , , , , , , , , ,53447 Fone: Elaborado com base nos dados da Pesquisa. Após a análise da decomposição da variância das séries em esudo, o próximo passo da análise de resulados remona-se a verificar como uma deerminada variável se compora, dado um choque não anecipado de ouras variáveis exisenes no sisema, bem como a sua rajeória de ajuse ao seu equilíbrio original. Para a realização de al diagnósico, será uilizada a função impulso-resposa das séries em esudo. Observando-se o Gráfico 4, dado um choque não anecipado nas imporações mundiais (ou seja, na renda mundial), as exporações cearenses sofrem uma ala no segundo mês após o choque, sendo seus efeios rapidamene amorecidos nos meses subsequenes, esabilizando-se em seu equilíbrio original see meses após o impulso original. Gráfico 4 - Função impulso-resposa das exporações oais de bens do esado do Ceará logarimizada em primeira diferença, dado um choque das imporações mundiais logarimizada e diferenciada Fone: Elaborado a parir dos resulados das esimações do VAR. 6 Nexos Econômicos CME-UFBA

23 Dado um choque não anecipado na axa de câmbio efeiva real, conforme se observa no Gráfico 5, as exporações oais de bens do esado do Ceará apresenam inicialmene uma grande queda devido a incereza insalada no mercado de divisas após al oscilação inesperada, o que faz com que os exporadores manenha seus esoques no país, esperando uma melhora na siuação cambial. Após o segundo mês, as exporações praicamene volam ao seu nível inicial, com algumas pequenas oscilações, esabilizando-se no sexo mês após o choque. Gráfico 5 - Função Impulso Resposa das exporações oais de bens do esado do Ceará logarimizada em primeira diferença, dado um choque da axa de câmbio efeiva real logarimizada em primeira diferença Fone: Elaborado a parir dos resulados das esimações do VAR. No Gráfico 6 percebe-se que, dado um choque não anecipado nas imporações mundiais (renda mundial), a axa de câmbio apresena inicialmene uma brusca valorização da mesma no segundo mês após o choque, endo em visa que, ao elevar-se a renda mundial os exporadores eriam um maior incenivo para lançar seus produos para o exerior, assim como os imporadores eriam um maior poder aquisiivo para adquiri-los. Resulando assim, num aumeno do valor exporado pelo país e gerando uma enrada subsancial de divisas no mercado cambial, o que pressiona a sua respeciva axa para baixo. Porém, al efeio é praicamene absolvido no erceiro mês, e esabilizando-se no sexo mês. V. 7, n., jan. /jun

24 Gráfico 6 - Função impulso-resposa da axa de cambio efeiva real logarimizada e diferenciada, dado um choque das imporações mundiais logarimizada em primeira diferença CONCLUSÃO Fone: Elaborado a parir dos resulados das esimações do VAR. O presene arigo eve como finalidade principal realizar a análise do comporameno do fluxo exporador do esado do Ceará no período compreendido enre os meses de janeiro de 997 a dezembro de Os resulados demonsram que o seor exporador cearense possui uma grande capacidade de recuperação a curíssimo prazo, de choques provenienes de mudanças na conjunura econômica inernacional, levando em orno de seis a see meses para reornar ao equilíbrio original. Bem como evidenciaram, conforme os resulados exposos pelo ese de causalidade, a exisência de uma relação unidirecional em que a renda mundial causa a axa de câmbio efeiva real que poseriormene afea as exporações cearenses, evidenciando assim, um papel ainda mais imporane da renda mundial como deerminane das exporações do esado. Em relação à velocidade de recuperação do seor exporador da economia cearense, a mesma pode ser explicada pelas próprias caracerísicas do seu seor. Observando-se a evolução da paua de exporadora cearense em ermos absoluos, a parir de meados do início da década de 90, noa- -se um aumeno no volume exporado de bens de consumo não duráveis, como a casanha de caju e as fruas. Tais bens possuem uma caracerísica econômica inrínseca a eles: a sua inelasicidade. Tal caracerísica, aliada a um grande percenual de paricipação deses produos na paua, que em 2009 chegou a alcançar 68,36% da mesma, corrobora na formação de um colchão anicíclico para o seor, devido à menor perda de receias em empos de crise, em conraposição ao que ocorria no período colonial. 8 Nexos Econômicos CME-UFBA

25 Poso iso, se orna imporane salienar a possível exisência de um curioso rade-off enre ermos de roca (proveniene da eoria das vanagens comparaivas de Ricardo) e grau de proeção a choques exernos. Referências BANCO CENTRAL DO BRASIL. Sisema Gerenciador de Séries Temporais. 20. Disponível em: <hps://www3.bcb.gov.br/sgspub/localizarseries/ localizarseries.do?mehod=preparartelalocalizarseries>. Acesso em: 20 fev. 20. BUENO, R. L. S. Economeria de Séries Temporais. São Paulo: Cengage Learning, FONSECA, M. B. A aberura comercial e o comporameno da demanda de imporações brasileira de 990 a f. Tese (Douorado) Cenro de Ciências Sociais Aplicadas, Universidade Federal de Pernambuco, Pernambuco, GOMES, T. C. L.; REIS, J. N. P. A Inserção da Economia Cearense no Comércio Inernacional no Período 970 a 994. Revisa Econômica do Nordese, Foraleza, n. 4, p , ou./dez GONÇALVES, R. e al. A nova economia inernacional: uma perspeciva brasileira. Rio de Janeiro: Campus, 998. INSTITUTO DE PESQUISA ECONÔMICA APLICADA. Banco de Dados. 20. Disponível em: <hp:// Acesso em: fev. 20. JUSTO,W. R.; LIMA, R. C. Common Economic Cycles of he Three Larges Economies of he Brazilian Norheas Saes: Bahia, Ceará, and Pernambuco. Social Developmen Issues, Arlingon, TX, v. 28, n. 3, MAIA, S. F. Modelos de veores auo-regressivos: uma noa inroduória. Maringá, PR: EDUEM, (Texo para discussão n.º 60) MARGARIDO, M. A. Aplicação de eses de raiz uniária com quebra esruural em séries econômicas no Brasil na década de 90. Informações Econômicas, São Paulo, v. 3, n. 4, p. 9-22, abr MOREIRA, M. M.; CORREIA, P.G. Aberura comercial e indúsria: o que se pode esperar e o que se vem obendo. Rio de Janeiro: BNDES, 996. (Texo para discussão n.º 49). PERRON. P. The grea crash, he oil price shock and he uni roo hypohesis. Economerica, v. 75, n. 6, p.36-40, 989. V. 7, n., jan. /jun

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