Grupo de Pesquisa: Comercialização, Mercados e Preços

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1 1 TRANSMISSÃO ESPACIAL DE PREÇOS, CO-INTEGRAÇÃO ASSIMÉTRICA E DEFINIÇÃO DO MERCADO GEOGRÁFICO RELEVANTE: UMA APLICAÇÃO DE MODELOS DE SÉRIES TEMPORAIS NO MERCADO INTERNACIONAL DO GRÃO DE SOJA margaridoma@gmail.com APRESENTACAO ORAL-Comercialização, Mercados e Preços MARIO ANTONIO MARGARIDO 1 ; FELIPPE CAUÊ SERIGATI 2. 1.INSTITUTO DE ECONOMIA AGRÍCOLA, SÃO PAULO - SP - BRASIL; 2.GV AGRO - EESP/FGV-SP, SÃO PAULO - SP - BRASIL. TRANSMISSÃO ESPACIAL DE PREÇOS, CO-INTEGRAÇÃO ASSIMÉTRICA E DEFINIÇÃO DO MERCADO GEOGRÁFICO RELEVANTE: uma aplicação de modelos de séries emporais no mercado inernacional do grão de soja Grupo de Pesquisa: Comercialização, Mercados e Preços Resumo: Ese paper analisou a ransmissão espacial de preços no mercado de grão de soja enre Brasil e Roerdam. Foram uilizados eses de raiz uniária Dickey-Fuller (ADF), de coinegração de Engle-Granger, de co-inegração assimérica e Modelo de Correção de Erro. O período analisado abrange ouubro de 1998 aé dezembro de O modelo eórico em como base a Lei do Preço Único. Os resulados mosram que não há co-inegração assimérica, possivelmene, em decorrência do fao de que o período analisado se caraceriza pela endência ascendene dos preços inernacionais do grão de soja, em razão do crescimeno da economia mundial. Os resulados do modelo de correção de erro, com a imposição de resrições sobre os parâmeros, mosram que, ano no longo quano no curo prazo, variações de preços da soja em Roerdam são plenamene ransmiidas para os preços da soja no Brasil, confirmando que a Lei do Preço Único prevalece no mercado de soja. Também, pode-se inferir que o mercado geográfico relevane para os preços do grão de soja no Brasil consise nos preços inernacionais da soja em Roerdam. Palavras-chaves: Soja, Co-inegração assimérica, axa de câmbio, Modelo de Correção de Erro, Transmissão Espacial de Preços, Mercado Geográfico Relevane. SPATIAL PRICES TRANSMISSION, ASYMETRIC COINTEGRATION, DEFINITION OF GEOGRAFIC RELEVANT MARKET: an applicaion of ime series models o he inernaional marke for soybeans Absrac: This paper analyzed spaial price ransmission in he soybeans marke beween Brazil and Roerdam. I was used Dickey-Fuller uni roo ess, Engle-Granger coinegraion es, asymmeric coinegraion and an error correcion model. The period analyzed is beween Ocober 1998 and December The heoreical model is based on he Law of One Price. Resuls show Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

2 2 no asymmeric coinegraion, possibly due o he fac ha he period under analysis feaures an upward rend in inernaional soybean prices, as a consequence of global economic growh. The error correcion model wih resricions on he parameers resuls show ha boh in he long and he shor run, changes in Roerdam soybean prices are fully ransmied o soybean prices in Brazil, hus confirming ha he law of One Price prevails in he soybean marke. Also i can be inferred ha he relevan geographic marke for he Brazil s soybean marke consiss of he Roerdam s soybeans inernaional prices. Key words: soybean, Assymeric Coinegraion, Exchange Rae, Error Correcion Model, Spaial Price Transmission, Geografic Relevan Marke. INTRODUÇÃO As caracerísicas dos mercados e seu papel na deerminação de preços são de expressiva imporância na ciência econômica. No caso de produos agropecuários especificamene, em função de suas próprias caracerísicas, ais como períodos de safra e enressafra, esa quesão envolve grande volume de produos perecíveis a serem ransporados e ransacionados em curo período de empo do campo, aé o consumidor final. Porano, a definição geográfica do mercado é de suma relevância para deerminar o preço de equilíbrio enre ofera e demanda, bem como sua respeciva esruura de mercado. Esudos relacionados com a ransmissão de preços enre mercados são relevanes não somene para esar a predição da eoria econômica como ambém para fornecer imporanes elemenos de como mudanças de preços em um mercado são ransmiidas para ouro mercado. Tais informações refleem a exensão da inegração enre mercados, assim como, mosram se esses mercados funcionam de forma eficiene. Em ouras palavras, análises associadas com a ransmissão horizonal de preços baseiamse em conceios relacionados com a formação compeiiva dos preços, ou seja, em como alicerce a Lei do Preço Único. A Lei do Preço Único esabelece que em mercados concorrenciais livres de cusos de ranspore e de barreiras oficiais ao comércio (como por exemplo, imposos, enre ouros), bens idênicos ransacionados em diferenes regiões devem ser vendidos pelo mesmo preço. A validade da Lei do Preço Único esá direamene relacionada ao processo de arbiragem enre regiões, o qual ende a igualar os preços nos dois mercados no longo prazo. Há diversos níveis de inegração de mercados, sendo assim, é necessário deerminar com precisão qual o ipo de inegração. Parir-se-á do conceio mais amplo para o mais resrio. O conceio mais amplo envolvendo inegração é denominado de globalização. Nese caso, abrange aspecos econômicos, financeiros, comerciais e sociais. A inegração econômica é um ipo de inegração mais amplo que a inegração de mercado, dado que, implica na coordenação de políicas, comerciais, moneárias e fiscais. Um erceiro conceio, porém mais resrio é denominado de livre comércio. Especificamene, nese caso, dois ou mais países acordam em eliminar de forma recíproca resrições arifárias e não arifárias de al forma a esimular o fluxo comercial enre os países membros da zona de livre comércio. Já, a liberalização comercial Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

3 3 consise na eliminação gradual, e, normalmene, unilaeral de barreiras arifárias e não arifárias por deerminado país. É necessário frisar que a liberalização não implica na inegração enre mercados, pois, apesar da liberalização, ainda assim, podem exisir cusos de ransação 1 elevados. Finalmene, a inegração comercial é um conceio mais resrio de inegração de mercados, pois, nese caso, esá a idéia subjacene de que o fluxo de bens enre duas economias separadas espacialmene ende a eliminar a oporunidade de arbiragem. A maioria dos esudos economéricos relacionados com a ransmissão de preços agropecuários se preocupa unicamene em avaliar como variações nos preços inernacionais das commodiies agrícolas são ransmiidas para os preços agrícolas domésicos, parindo-se do pressuposo de que os efeios desses choques exógenos são siméricos, ou seja, os efeios de choques exógenos sobre os preços agrícolas domésicos possuem igual magniude, sejam no senido posiivo quano negaivo. No enano, a eoria econômica enfaiza que os preços apresenam maior flexibilidade para cima do que para baixo. Apesar de o Brasil ser um imporane player no mercado inernacional de commodiies agrícolas, diversos esudos demonsram que o país é omador de preços no mercado inernacional de produos agropecuários. Dado que os vasos comunicanes enre os mercados agrícolas domésicos no Brasil e os respecivos mercados inernacionais ficaram mais acenuados em decorrência não somene do próprio processo de globalização econômica, mas, principalmene, do maior grau de aberura da economia brasileira a parir dos anos novenas, possivelmene, os preços agrícolas no Brasil se ornaram mais sensíveis as variações nos preços inernacionais das commodiies agrícolas. Também, é necessário realçar que, a recene crise financeira inernacional, a qual foi iniciada nos Esados Unidos, foi repassada para o reso do mundo, porém, com maior ênfase sobre as economias desenvolvidas, as quais são as principais demandanes de commodiies agrícolas. Em função dessa crise, o ciclo de ala dos preços das commodiies agrícolas no mercado inernacional foi inerrompido. Somene a parir do segundo semesre de 2009 é que os preços inernacionais volaram a se recuperar. Sendo assim, orna-se relevane o desenvolvimeno de esudos que analisem a possível presença de assimerias nas ransmissões de preços agrícolas, uma vez que, as exporações brasileiras de grão de soja exercem considerável peso na Balança Comercial do país, além do que, essas variações nos preços inernacionais do grão de soja ambém impacam a renda do seor do agronegócio, o qual em expressiva paricipação no Produo Inerno Bruo do país. MODELO TEÓRICO Ese arigo em como alicerce eórico a Lei do Preço Único. Caso a Lei do Preço Único seja válida, os preços de deerminado produo devem ser iguais nas regiões em que é vendido, deerminando assim que os mercados são inegrados. Sendo assim, variações de preços no 1 Os cusos de ransação são os cusos que os agenes econômicos incorrem oda vez que recorrem ao mercado. Mais especificamene, são os cusos de negociar redigir e garanir o cumprimeno de um conrao. Conseqüenemene, a unidade básica de análise da Economia dos Cusos de Transação são os conraos. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

4 4 mercado A são ransmiidas proporcionalmene aos preços praicados no mercado B no longo prazo. Tal siuação implica que a elasicidade de ransmissão de preços deve ser igual a um. No enano, podem ocorrer siuações em que o processo de arbiragem não funcione em sua pleniude. Segundo SEXTON e al. (2003), rês faores podem ser responsáveis pela não aplicação da Lei do Preço Único. O primeiro deles diz respeio ao fao de que as regiões apresenam economias auárquicas, ou seja, são economias fechadas. Um segundo faor seria a presença de elemenos que causem ruídos e impeçam o pleno funcionameno do processo de arbiragem, enre os quais, desacam-se, barreiras comerciais, assimeria de informações, aversão a riscos, enre ouros. Finalmene, ouro obsáculo ao processo de arbiragem seria a presença de esruuras de mercado de compeição imperfeia em um ou mais mercados. Segundo RAPSOMANIKIS e al. (2006), a ausência de inegração de mercado, ou melhor, a não ransmissão complea de preços de um mercado para ouro, em imporanes implicações em ermos de bem-esar 2 para a sociedade. A implemenação de políicas comerciais resriivas ou a presença de cusos de ransação, como, por exemplo, infra-esruura de comunicação e ranspore precários, resula na redução de informação disponível para os agenes econômicos para a omada de decisão. Sendo assim, as exisências de assimerias de informação conribuem para resulados ineficienes em ermos econômicos. De acordo com GOODWIN (2006), há várias denominações para caracerizar o grau de ransmissão espacial de preços: inegração espacial de mercados, eficiência espacial, lei do preço único e condição de arbiragem espacial. Ainda, segundo ese mesmo auor, a condição para deerminado mercado ser considerado inegrado pode apresenar variações em função do auor. Por exemplo, a inegração espacial pode ser considerada somene com a perfeia ransmissão de preços enre mercados, ou seja, a elasicidade de ransmissão de preços deve ser igual à unidade, o que implica que variações de preços em deerminado mercado são ransmiidas na mesma proporção para ouro mercado. Abordagem alernaiva, por sua vez, pode requerer somene que os preços de ambos os mercados não se disanciem por muio empo um do ouro. Maemaicamene, o modelo de ligação espacial de preços enre regiões é represenado da 1 2 seguine maneira: P = α + P, onde, P i represena o preço da commodiy na região i no período e α é um parâmero que represena os cusos de ransação, como por exemplo, os cusos de ranspore. Conforme GOODWIN (2006), os cusos de ransação não são desprezíveis ao se ransporar commodiies enre regiões. Em função diso, a equação acima não é adequada, a menos que os mercados sejam ligados por um fluxo conínuo de commodiies enre eles. Iso implica que, quando há um fluxo conínuo de mercadorias enre os mercados, as diferenças enre os preços esperados são exaamene iguais aos cusos de ranspore e/ou de ransação. Logo, a 1 2 equação acima precisa ser reescria da seguine forma: P α + P. Dessa maneira, os preços correnes podem divergir apenas no curo prazo, mas as ações dos arbiradores num mercado que funciona perfeiamene endem a pressionar os preços de al forma que a diferença enre os preços nas duas regiões seja igual aos cusos de ranspore no 2 É necessário observar que o grau ou inensidade de ransmissão de preços em papel preponderane na lieraura aniruse, onde é imporane a definição do mercado espacial, ou mercado geográfico relevane. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

5 5 longo prazo. Em ermos economéricos, o parâmero α é uilizado para capar possíveis desvios, em função de variáveis não inroduzidas no modelo, ou seja, funciona como um ermo de erro na 1 2 equação. Escrevendo a equação na forma logarímica, obém-se: p = p + α, onde α IID( µ, σ 2 2 ) e E ( p α ) = 0, ou seja, α não é correlacionado com nenhuma das variáveis de enrada do modelo. O modelo mais simples pressupõe que os preços de deerminada região sejam função do preço do mesmo produo em oura região e do ermo de erro. Sendo assim, esima-se o 1 2 seguine modelo: p = β p + α. Em relação ao coeficiene β, adoa-se a hipóese de que seu valor seja igual à unidade quando houver perfeia inegração enre os mercados. Assim, o coeficiene β é a elasicidadepreço da commodiy na região 1, ou seja, é a sua elasicidade de ransmissão de preço. Quando o seu valor é igual a um, significa que variações na região 2 são plenamene ransmiidas aos preços do mesmo produo na região 1 e, nese caso, os mercados são perfeiamene inegrados e vale a Lei do Preço Único. Por ouro lado, quando o valor de β é igual à zero, iso significa que variações de preços na região 2 não conduzem a qualquer ipo de reação dos preços do mesmo produo no mercado 1. Nese caso, ambas as regiões são auárquicas, iso é, compleamene fechadas. É comum que o valor de β permaneça enre zero e um, refleindo algum ipo de resrição imposa ao mercado em ermos de cusos de ransação. O modelo eórico uilizado nese rabalho foi desenvolvido por MUNDLACK e LARSON (1992), o qual inroduz a axa de câmbio no modelo apresenado pela Lei do Preço Único. Ese modelo mosra como variações nos preços exernos são refleidos em variações nos preços inernos 3. Tendo como base a Lei do Preço Único 4 pode-se escrever o preço domésico do produo agrícola como função do preço inernacional da commodiy agrícola 5, da axa de câmbio nominal e da políica comercial adoada 6. Algebricamene, esse modelo 7 pode ser represenado como: * P = P E (1) i i sendo que: P i = preço domésico do produo i no período ; P * i = preço mundial do produo i no período ; E = axa de câmbio nominal no período. Para capar possíveis desvios, em função de 3 Na ausência de inervenção, o preço domésico fluuará na mesma magniude das variações dos preços exernos. 4 KRUGMAN e OBSTFELD (1997) chamam a aenção para o fao de que, apesar da Paridade do Poder de Compra (PPP) ser semelhane à Lei do Preço Único, há diferença enre ambas. Enquano a segunda aplica-se a produos específicos, iso é, em ermos individuais, a primeira refere-se ao nível geral de preços, a qual reflee os preços de odos os produos que compõem uma deerminada cesa de bens de referência. No enano, se a Lei do Preço Único é válida para odos os produos dessa cesa de referência, enão a Lei do Preço Único equipara-se a PPP. 5 A Lei do Preço Único esabelece como variações de preços no mercado exerno de deerminado produo são ransmiidas para o mesmo produo, porém, no mercado domésico. 6 Dado que não se preende abordar quesões relaivas à políica comercial, essa variável não será inroduzida no modelo analisado. 7 Esse modelo, ambém não leva em consideração diferenças qualiaivas enre os produos nem cusos de ranspore, armazenagem, bem como os preços dos insumos domésicos nonradeables. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

6 6 variáveis não inroduzidas no modelo, adiciona-se um ermo de erro (u) na equação. Escrevendo a equação 1 na forma logarímica, obém-se: * p = p + e + u (2) i i i onde u IID( µ, σ 2 ), E(e u) e E (p * u) = 0, ou seja, u i não é correlacionado com nenhuma das variáveis de enrada do modelo. Logo, o modelo mais simples pare da premissa de que os preços domésicos em moeda nacional de deerminado produo são função do seu respecivo preço mundial, da axa de câmbio nominal e do ermo de erro. Tem-se, porano, o seguine modelo: * p = + p + e + (3) α β γ ε i i i onde α é uma consane (ou inercepo), sendo que, adoa-se a hipóese de que β seja igual a unidade. Assim sendo, o coeficiene β é a elasicidade do preço domésico em reais em relação ao preço inernacional, ou seja, é a sua elasicidade de ransmissão de preço. Quando o seu valor é igual a um significa que, variações no preço inernacional são plenamene ransmiidas ao preço domésico, por ouro lado, quando o valor de β é igual a zero isso implica que, variações do preço inernacional não conduzem a qualquer ipo de resposa do preço domésico, nesse caso, a economia do país é compleamene fechada para o mercado dese produo. O caso mais comum é que o valor de β permaneça enre zero e um, refleindo dessa forma, a respeciva políica comercial adoada pelo país ou algum ouro ipo de resrição imposa ao mercado. O coeficiene γ represena a elasicidade da axa de câmbio nominal, iso é, como variações na axa de câmbio são ransferidas para os preços do produo no Brasil. Pare-se da hipóese de que, variações na axa de câmbio são inegralmene ransmiidas aos preços domésicos no longo prazo, logo, espera-se que nesse caso, γ ambém assuma valor igual à unidade. OBJETIVOS O objeivo geral desse esudo é deerminar o grau de inegração do mercado de soja no Brasil em relação ao mercado inernacional. Mais especificamene, objeiva-se deerminar se o processo de arbiragem aua plenamene nese mercado. Iso é, verificar se, no longo prazo, variações na axa de câmbio e nos preços do grão de soja em Roerdam são plenamene ransmiidos para os preços do grão de soja no Brasil, confirmando dessa forma que a Lei do Preço Único prevalece em al mercado. Também, objeiva-se verificar a possível presença de assimerias decorrenes de variações na axa de câmbio e nos preços do grão de soja em Roerdam sobre os preços da soja no Brasil. A maioria dos esudos economéricos relacionados à ransmissão de preços agropecuários se preocupa unicamene em avaliar como variações nos preços inernacionais das commodiies agrícolas são ransmiidas para os preços agrícolas domésicos, parindo-se do pressuposo de que os efeios desses choques exógenos são siméricos, ou seja, os efeios desses choques exógenos sobre os preços agrícolas domésicos possuem igual magniude, sejam no senido posiivo quano Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

7 7 negaivo. No enano, a eoria econômica enfaiza que os preços apresenam maior flexibilidade para cima do que para baixo. Finalmene, ambém se objeiva deerminar o mercado geográfico relevane para o grão de soja no Brasil uilizando-se o insrumenal de séries emporais. A deerminação do mercado relevane assume expressiva imporância em quesões relacionadas com a análise de defesa da concorrência. Sob o pono de visa da análise de defesa da concorrência, o mercado relevane deve ser definido caso a caso, sendo que, mercado relevane significa idenificar os mercados em que os agenes econômicos auam e nos quais ocorrem os suposos efeios resriivos de uma condua ou ao de concenração por pare de ais agenes. Mais especificamene, o mercado relevane consise do locus (produo ou região) em que o poder de mercado pode ser hipoeicamene praicado. No caso do Brasil, conforme resolução 15/98 do Conselho Adminisraivo de Defesa Econômica (CADE), o mercado relevane consise de odos os produos e serviços considerados subsiuíveis enre si pelo consumidor em função de suas caracerísicas, preço e uilização. Em ermos geográficos, compreende a área em que as empresas oferam e demandam produos e serviços em condições de concorrência suficienemene homogêneas em ermos de preços, preferências dos consumidores e caracerísicas dos produos e serviços. Ainda, em relação à dimensão geográfica, mercado relevane corresponde à área na qual os produos e seus respecivos produos subsiuos são produzidos e comercializados, sendo que, pode variar conforme o ipo de produo, ecnologia, cusos de ranspore, sisema de disribuição, barreiras arifárias e não arifárias às imporações. Em relação ao mercado geográfico relevane, a auoridade aniruse objeiva delimiar a auação de uma empresa hipoeicamene monopolisa, visando deecar na hipóese de um aumeno de preços, se os consumidores podem adquirir o mesmo produo ou seus subsiuos em ouras localidades (ou mercados) a cusos acessíveis e, ambém, se os concorrenes de ouras localidades podem direcionar suas vendas para essa região a cusos acessíveis. MATERIAL Foram coleadas duas séries mensais de preços do grão de soja para o período de ouubro de 1998 aé dezembro de 2009, oalizando 135 observações. As séries de preços se referem aos preços Free on Board (FOB) 8 para o Brasil e Cos Insurance and Freigh (CIF) 9 para o poro de Roerdam. As unidades das duas séries se enconram em US$/ onelada mérica. A fone dos dados de preços do grão de soja foi o sie do Unied Saes Deparmen of Agriculure (USDA). Denro do sie do USDA, foi uilizada a publicação elerônica Oilseeds: World Markes and Trade para o período de 1998 a Também, uilizou-se a axa de câmbio, média mensal de venda, cuja fone foi o sie do BCB BOLETIM/BP. 8 No caso do preço FOB, odas as despesas ocorrem por cona do vendedor aé o pono de embarque da mercadoria. 9 Em relação ao preço CIF, odas as despesas de exporação correm por cona do vendedor, isso aé a chegada da mercadoria ao poro de desino. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

8 8 As variáveis foram uilizadas no formao logarímico. Sendo assim, LBR represena o logarimo do preço FOB do grão de soja no Brasil, por sua vez, LROT corresponde ao logarimo do preço CIF do grão de soja em Roerdam e LTC é o logarimo da axa de câmbio. MÉTODOS Para a deerminação da ordem de inegração de cada variável, foi uilizado o ese de raiz uniária Dickey-Fuller Aumenado (ADF), conforme apresenado em DICKEY e FULLER (1979 e 1981). No enano, anes da realização do ese de raiz uniária é necessário deerminar o número de defasagens a ser uilizada em cada fase do ese de raiz uniária. A correa deerminação do número de defasagens é de suma imporância, pois é necessário garanir que os resíduos das auo-regressões dos eses de raiz uniárias sejam não correlacionados, de forma a garanir resulados não viesados dos respecivos eses. Para a deerminação do número de defasagens foi uilizado o Criério de Informação de Akaike Corrigido (AICC). O Criério de Akaike Corrigido (AICC), conforme definido por HURVICH e TSAI (1989), é definido como: ( ) AICC = log Σ + 2r % (4) ( T r / k ) sendo que, r corresponde ao número de parâmeros esimados, Σ % denoa a esimaiva de máxima Σ, e k represena a dimensão da série verossimilhança da mariz de variância-covariância ( ) emporal. O AICC se caraceriza por ser assinoicamene eficiene ano para os modelos de regressão, quano para o caso de modelos de séries emporais, e, além disso, em melhores propriedades esaísicas do que o Criério de Informação de Akaike (AIC). Também foi uilizado o ese de Causalidade de Granger para verificar se variações na axa de câmbio e nos preços do grão de soja em Roerdam causam no senido de Granger, os preços do grão de soja no Brasil. Mais especificamene, o conceio de causalidade, conforme apresenado em GRANGER (1969) é definido como: a variável x causa a variável y (denoado como x y ). Iso é, se o valor presene de y pode ser previso com maior precisão pela incorporação de valores passados de x do que sem eles, manidas as demais informações consanes. Porano, se x causa y, enão mudanças em x precedem mudanças em y. Iso quer dizer que x conribui no senido de prever valores presenes de y, ou seja, orna-se necessário incluir valores passados (defasados) de x como variáveis de enrada na equação de regressão que em y como variável de saída, dado que os primeiros ajudam a prever o comporameno de y, e em conraparida y não ajuda a prever o comporameno de x. Caso x conribua para prever y e y ajude a prever x, enão é provável que uma erceira variável ajude a prever o comporameno de ambas. Visando idenificar a possível relação de longo prazo enre as variáveis, foi uilizado o ese de co-inegração desenvolvido por ENGLE e GRANGER (1991). Basicamene, ese ese é Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

9 9 conduzido em duas eapas. Dado que as variáveis envolvidas enham a mesma ordem de inegração, deve-se esimar uma equação de regressão com as variáveis em nível, conforme apresenado em (5). Esa equação ambém é denominada de equação de co-inegração: y = α + β x + u (5) onde α corresponde ao inercepo da regressão e u são os resíduos da regressão. Na verdade, a equação de co-inegração apresenada em (5), nada mais é do que a equação de regressão radicional com as variáveis em nível. Uma vez esimada esa regressão com as variáveis em nível e dado que ambas as variáveis são inegradas de ordem 1, o próximo passo u da equação de co-inegração, e, poseriormene esar se consise em capurar os resíduos ( ) os resíduos são esacionários ( 0) I ou não são esacionários, iso é I ( 1). Os valores críicos para os eses de raiz uniária sobre os resíduos da equação de co-inegração podem ser enconrados em ENGLE e GRANGER (1991), PHILLIPS e OULIARIS (1990) e MACKINNON (1991). Porano, dado que o ese de co-inegração envolve a realização de ese de raiz uniária do ipo Dickey-Fuller Aumenado (ADF) sobre os resíduos da equação de co-inegração, ese ese deve ser efeuado sobre a seguine equação de resíduos: Nese caso, o ermo u = ρ u + γ u + e p (6). 1 i i i= 1 u represena a primeira diferença da variável a primeira diferença defasada da variável corresponde a i períodos. Quando o ermo i u enquano que, u i é u, sendo que, o número oal de defasagens γ é igual a zero para odos os is, ao invés do ese Dickey-Fuller Aumenado (ADF), em-se o ese Dickey-Fuller (DF). Tendo como base os resíduos da equação de co-inegração, o procedimeno de verificação da presença ou não de raiz uniária esa a hipóese nula de que os resíduos êm raiz uniária ( ρ = 0) conra a hipóese alernaiva de que os resíduos são esacionários ( ρ 0), ou seja, esa a hipóese nula de que não há co-inegração versus a hipóese alernaiva de que exise coinegração enre as variáveis y e x. Deecada a relação de co-inegração enre as variáveis, o próximo passo consise na inclusão do modelo de correção de erro. ENGLE e GRANGER (1991) mosraram que se y e x são ambas inegradas de ordem um (I (1)) e são ambém co-inegradas, enão, exise uma represenação de modelo de correção de erro da seguine forma: ( ) y = ω + ω x γ y α x + ε (7), Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

10 10 onde y e x represenam as variáveis y e x, respecivamene. Dado que represenam as diferenças das variáveis esses dois elemenos capam os efeios de curo prazo do modelo de correção de erro. O parâmero γ mosra a velocidade pela qual os desvios em relação à condição de equilíbrio são corrigidos em cada período de empo e ambém é denominado de ermo de correção de erro. Porano, quano maior o valor esimado de γ, mais rapidamene os desvios são corrigidos. Por ouro lado, quano menor o seu valor, mais empo leva para o sisema volar a y α x represena os resíduos da uma nova posição de equilíbrio. Finalmene, o ermo ( ) 1 1 z = y α x, ou equação de co-inegração, porém, defasados de um período. Lembrando que seja, z corresponde aos resíduos da equação de co-inegração. Defasando-se essa equação em z = y α x, sendo que o lado direio dessa úlima expressão um período em-se corresponde aos resíduos defasados de um período, conforme apresenado em (5). Também, será uilizado o ese de co-inegração assimérica conforme apresenado em ENDERS e SIKLOS (2001). O ese de co-inegração assimérica é uma derivação do ese de Engle-Granger, pois os procedimenos iniciais são idênicos aos do ese de Engle-Granger. A disinção é que no caso do ese de assimeria, os resíduos são divididos em duas pares. Segundo HARRIS e SOLLIS (2003) uma especificação alernaiva para a equação (8), a qual é denominada de momenum hreshold auoregressive model, pode ser represenada como: * * 2 ( 1 ), ~ ( 0, ) uˆ = I ρ uˆ + I ρ uˆ + ν ν σ (8), onde I = 1 se uˆ 1 0 e I = 0 se uˆ 1 < 0. Em relação a ese ese, a hipóese nula afirma que as variáveis não são co-inegradas, enquano que, na hipóese alernaiva elas são co-inegradas, porém, com assimeria. Maemaicamene, a hipóese nula é ρ1 = ρ2 e pode-se uilizar a convencional esaísica F. ANÁLISE DE RESULTADOS Ao se rabalhar com modelos de séries emporais, o primeiro passo consise em deerminar a ordem de inegração das variáveis uilizadas via algum ese de raiz uniária. No enano, anes da deerminação da ordem de inegração com a uilização de eses de raiz uniária, orna-se necessário deerminar o número de defasagens ano para as variáveis consideradas em nível quano nas diferenças, caso seja necessário diferenciar as variáveis para se ober suas respecivas esacionariedades. Nesse esudo, para a deerminação do número de defasagens foi uilizado o Criério de Informação de Akaike Corrigido (AICC). Os resulados do AICC para as variáveis em nível mosram que, nos casos das variáveis LBR e LTC, são necessárias as inserções de rês defasagens para cada uma delas, enquano que, LROT exige somene a necessidade de duas defasagens (Tabela 1). Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

11 11 Tabela 1.- Criério de Informação de Akaike Corrigido (AICC), variáveis em nível, LBR, LTC e LROT, ouubro de 1998 a dezembro de 2009 Variáveis em nível Número de Defasagens LBR 3 LTC 3 LROT 2 Fone: Elaborada pelos auores a parir de dados básicos do USDA e BCB BOLETIM/BP. Resulados dos eses de raiz para os rês modelos, quais sejam, com endência e consane, somene com consane e sem endência e sem consane, mosram que em odos os casos a hipóese nula de raiz uniária não pode ser rejeiada, pois, odos os p-values não são esaisicamene significaivos, uma vez que se enconram acima de 10% de probabilidade. Porano, a probabilidade de se comeer o Erro Tipo I, rejeiar a hipóese nula e ela ser verdadeira é muio elevada, logo, não se rejeia a hipóese de raiz uniária para as rês variáveis (Tabela 2). Tabela 2.- Resulados dos Teses de Raiz Uniária ADF, variáveis em nível, LBR, LTC e LROT, ouubro de 1998 a dezembro de 2009 Variável τ 1 τ Pr < τ τ 2 τ µ Pr < τ µ τ 3 Pr < τ LBR LTC LROT Modelo com endência e consane; 2 Modelo sem endência, porém com consane; 3 Modelo sem endência e sem consane. Fone: Elaborada pelos auores a parir de dados básicos do USDA e BCB BOLETIM/BP. A seguir, via uilização do AICC, foram deerminados os respecivos números de defasagens, porém, com as variáveis diferenciadas. Nos casos das variáveis LBR e LTC, são necessárias as inclusões de duas defasagens para cada variável. Para LROT, o criério de informação AICC mosra a necessidade da inclusão de apenas uma defasagem (Tabela 3). Tabela 3.- Criério de Informação de Akaike Corrigido (AICC), variáveis diferenciadas, LBR, LTC e LROT, ouubro de 1998 a dezembro de 2009 Variáveis em nível Número de Defasagens LBR 2 LTC 2 LROT 1 Fone: Elaborada pelos auores a parir de dados básicos do USDA e BCB BOLETIM/BP. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

12 12 Uma vez deerminado o número de defasagens para cada variável diferenciada, o próximo passo foi à realização dos respecivos eses de raiz uniária. Os resulados mosram que para odas as variáveis e para odos os modelos, a probabilidade de se comeer o Erro Tipo I em cada caso é muio pequena, ou seja, menor que 1%. Logo, rejeia-se a hipóese nula de raiz uniária para cada variável e para cada modelo (Tabela 4). Sendo assim, dada a necessidade de se aplicar uma diferença de ordem um para cada variável, isso implica que odas as variáveis são inegradas de ordem um, ou seja, são diferenças esacionárias, uma vez que, a aplicação da diferenciação em cada uma orna-as esacionárias. Tabela 4.- Resulados dos Teses de Raiz Uniária ADF, variáveis diferenciadas, LBR, LTC e LROT, ouubro de 1998 a dezembro de 2009 Variável τ 1 τ Pr < τ τ 2 τ µ Pr < τ µ τ 3 Pr < τ LBR -5.30* * < * <.0001 LTC -5.85* < * < * <.0001 LROT -6.07* < * < * < Modelo com endência e consane; 2 Modelo sem endência, porém com consane; 3 Modelo sem endência e sem consane. * Significaivo a 1%. Fone: Elaborada pelos auores a parir de dados básicos do USDA e BCB BOLETIM/BP. Assim como nos casos dos eses de raiz uniária, anes da execução do ese de Causalidade de Granger orna-se necessário deerminar o número de defasagens. Os resulados do criério de informação conjuno AICC mosram a necessidade da inclusão de duas defasagens na condução do ese de Causalidade de Granger. De acordo com os resulados dos eses de Causalidade de Ganger, a hipóese nula de que LTC e LROT não causam LBR pode ser rejeiada, uma vez que, a probabilidade de se comeer o Erro Tipo I, ou seja, rejeiar a hipóese nula e essa hipóese ser verdadeira é muio pequena, mais precisamene 1,7%. Porano, rejeia-se a hipóese nula de que a axa de câmbio e os preços do grão de soja em Roerdam não causam-granger os preços do grão de soja no Brasil e não se rejeia sua respeciva hipóese nula. Isso implica que LTC e LROT causam-granger LBR. Por ouro lado, a hipóese nula de que LBR não causa LTC e LROT, não pode ser rejeiada, uma vez que, a probabilidade de se rejeiar a hipóese nula e ela ser verdadeira é igual a 89,15%, ou seja, a probabilidade de se rejeiar algo que é verdadeiro é muio elevada. Porano, não se rejeia a hipóese nula e rejeia-se a hipóese alernaiva, e, como resulado LBR não causa-granger LTC e LROT, ou seja, os preços do grão de soja no Brasil não causam a axa de câmbio e os preços do grão de soja em Roerdam (Tabela 5). Eses resulados mosram que o senido de causalidade é unidirecional. Tabela 5. Resulados dos Teses de Causalidade de Granger, variáveis diferenciadas, LBR, LTC e LROT, ouubro de 1998 a dezembro de 2009 Tese Hipóese nula 2 Tese χ Graus de liberdade Probabilidade 1 LTC e LROT não causam LBR * Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

13 13 2 LBR não causa LTC e LROT * Significaivo em nível de 5%. Fone: Elaborada pelos auores a parir de dados básicos do USDA e BCB BOLETIM/BP. Apesar dos resulados dos eses de causalidade mosrarem que a axa de câmbio e os preços do grão de soja em Roerdam causam os preços do grão de soja no Brasil, é necessário observar que o eses de causalidade uilizou as variáveis diferenciadas, ou seja, ao se diferenciar as séries para orná-las esacionárias, os elemenos de longo prazo são eliminados de cada variável, logo, os resulados dos eses de causalidade de Granger valem somene para o curo prazo. Para analisar a relação de longo prazo enre as variáveis, orna-se necessária a uilização do ese de co-inegração. Nese esudo será uilizado o ese de co-inegração de Engle-Granger. A primeira eapa desse ese consise em esimar uma regressão com as variáveis em nível. Essa regressão ambém é denominada de equação de co-inegração. Os resulados da equação de coinegração se enconram na Tabela 6. Tabela 6.- Equação de co-inegração, LBR, LTC e LROT, ouubro de 1998 a dezembro de 2009 Variável Esimaiva do parâmero Erro-padrão da esimaiva Valor do ese p-value do ese Inercepo ** Tendência LTC * <.0001 LROT * <.0001 * Significaivo em nível de 1%. ** Significaivo em nível de 5%. Fone: Elaborada pelos auores a parir de dados básicos do USDA e BCB BOLETIM/BP. Em relação à equação de co-inegração, é necessário enfaizar que os valores das esimaivas dos parâmeros não êm significado econômico, uma vez que as variáveis são inegradas de ordem um, sendo assim, não podem ser uilizadas na análise do relacionameno enre as variáveis. A equação de co-inegração é uilizada apenas para se capurar seus resíduos, pois, a segunda eapa do ese de co-inegração de Engle-Granger consise em uilizar os resíduos da equação de co-inegração e aplicar o ese de raiz uniária sobre os resíduos da equação de co-inegração. No enano, anes da execução do ese de raiz uniária, é necessário deerminar o número de defasagens que será uilizado nesse ese. Novamene, para al arefa, foi uilizado o criério de informação AICC. Os resulados do AICC aponam para a necessidade da inclusão de apenas uma defasagem na execução do ese ADF. Quano aos resulados do ese de raiz uniária ADF, observa-se que para os rês modelos, a hipóese nula de que os resíduos possuem raiz uniária pode ser rejeiada para odos os modelos. Logo, não se rejeia a hipóese alernaiva de que os resíduos da equação de co-inegração são Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

14 14 esacionários (Tabela 7). Em ouras palavras, apesar de odas as variáveis serem inegradas de ordem um, a combinação linear enre as rês variáveis produzem um relacionameno esacionário enre LBR, LTC e LROT. Porano, essas variáveis co-inegram, ou seja, convergem para o equilíbrio no longo prazo. Tabela 7.- Resulados dos Teses de Raiz Uniária ADF, resíduos da equação de co-inegração, ouubro de 1998 a dezembro de 2009 Variável τ 1 τ Pr < τ τ 2 τ µ Pr < τ µ τ 3 Pr < τ Resíduos ** -3.93* * Modelo com endência e consane; 2 Modelo sem endência, porém com consane; 3 Modelo sem endência e sem consane. * Significaivo em nível de 1%. ** Significaivo em nível de 5%. Fone: Elaborada pelos auores a parir de dados básicos do USDA e BCB BOLETIM/BP. Dado que as variáveis são co-inegradas, o próximo passo residiu em verificar se essa coinegração é assimérica. Sendo assim, o ese de raiz uniária foi novamene aplicado, porém, dessa vez, os resíduos foram divididos em dois componenes, onde o hreshold, ou valor limiar para se deerminar a divisão dos resíduos, foi obido aravés da imposição de resrições sobre os resíduos, sendo que, essas resrições omam a forma de variáveis dummies conforme apresenado em ENDERS e SIKLOS (2001). Caso os resíduos sejam maiores ou iguais a zero, a dummy assume valor igual à unidade. No enano, se os resíduos forem negaivos, a dummy assume valor igual a zero. Para a deerminação do número de defasagens na realização do ese de raiz uniária com os resíduos decomposos, foi uilizado o méodo daa dependen. De acordo com PERRON (1994, p.138), esse méodo pare de um procedimeno recursivo geral para um específico, o qual se baseia no valor da esaísica em relação ao coeficiene associado à úlima defasagem na auoregressão esimada. Mais especificamene, ese procedimeno seleciona o valor de k, chamado de k * na auo-regressão que é significaivo e o coeficiene da úlima defasagem de ordem maior do que k * não é significaivo, de al maneira a proporcionar a escolha da ordem máxima da defasagem (k max ), a qual é feia a priori. Como a variável apresena periodicidade mensal adoou-se, inicialmene, um modelo auo-regressivo de ordem 12 e aquelas defasagens que não se mosraram significaivas esaisicamene em função dos seus respecivos valores dos eses de suden foram subraídas do modelo uilizado no ese de raiz uniária. Uma vez que, nenhuma das defasagens se mosrou esaisicamene significaiva, não foi necessário uilizar qualquer defasagem no ese de raiz uniária sobre os resíduos decomposos. Os resulados do ese de raiz uniária sobre os resíduos decomposos mosram que a hipóese nula de não co-inegração assimérica ( ρ ρ ) = = não pode ser rejeiada, uma vez que, ano os resíduos posiivos quano os negaivos não são esaisicamene significaivos, pois a probabilidade de se rejeiar as respecivas hipóeses nulas de que os resíduos posiivos e os negaivos são iguais a zero não pode ser rejeiada. Economicamene, isso quer dizer que os Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

15 15 efeios derivados ano de boas quano de más noícias são equivalenes sobre os preços do grão de soja no Brasil. Tabela 8.- Resulados do Momenum Threshold Auoregressive Model, resíduos decomposos da equação de co-inegração, ouubro de 1998 a dezembro de 2009 Variável Esimaiva do Parâmero Erro-Padrão da Esimaiva Valor do Tese P-Value Resíduo Resíduo < Fone: Elaborada pelos auores a parir de dados básicos do USDA e BCB BOLETIM/BP. Possivelmene, a rejeição da co-ineração assimérica eseja associada ao fao de que durane a maior pare do período analisado, os preços inernacionais do grão de soja apresenaram endência ascendene em decorrência da sua fore demanda, principalmene pelos países asiáicos, com desaque para a China, faor esse que pressionou os preços inernacionais do grão de soja para cima. Somene, com a eclosão da crise financeira iniciada nos Esados Unidos a parir de seembro de 1998, é que os preços inernacionais da soja rerocederam, enreano, esse rerocesso nos preços foi breve, ou seja, durou pouco empo, e logo, em seguida, os preços reomaram a rajeória ascendene. Ouro faor que, aparenemene, proporcionou a rejeição da hipóese de co-inegração assimérica, reside no fao de que, apesar da apreciação cambial, fao esse que poderia er efeios negaivos sobre o agronegócio brasileiro, foi mais que compensado pelos excelenes preços da soja no mercado inernacional no período analisado. Em ouras palavras, o efeio renda inernacional (ou efeio preço) mais que compensou o efeio câmbio. Uma vez que a hipóese de co-inegração assimérica foi refuada, e dado que, as variáveis são co-inegradas, enão, exise um modelo de correção de erro. Sendo assim, a próxima eapa consisiu em esimar o modelo de correção de erro. Em relação ao curo prazo, os resulados do modelo de correção de erro mosram que variações uniárias na axa de câmbio são ransmiidas com magniude igual a 1.077, ou seja, choques não anecipados na variável axa de câmbio são ransmiidos com inensidade igual a 107,7% sobre os preços do grão de soja no Brasil, configurando uma siuação com elasicidade de ransmissão maior que a unidade. No caso dos preços do grão de soja em Roerdam, variações nesses preços são ransmiidas com magniude igual a para os preços do grão de soja no Brasil. Em ouras palavras variações de preços do grão de soja em Roerdam são ransferidas em orno de 80,71% para os preços no Brasil, configurando uma siuação de elasicidade de ransmissão de preços inelásica, uma vez que variações de preços do grão de soja no exerior são ransferidas menos que proporcionalmene para os preços no mercado domésico (Tabela 9). Finalmene, o sinal do ermo de correção de erro esá condizene com o que preceiua a eoria economérica, e indica que os desequilíbrios são corrigidos a uma axa de 26,32% em cada período (Tabela 9). Em ouras palavras, os desvios são corrigidos rapidamene, pois, em orno de quaro meses, os desequilíbrios nesse mercado são eliminados. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

16 16 Tabela 9.- Resulados do Modelo de Correção de Erro, ouubro de 1998 a dezembro de 2009 Variável Esimaiva do Erro-Padrão da Valor do Tese P-Value Parâmero Esimaiva DLTC <.0001 DLROT <.0001 Resíduos < DLTC = Diferença do Logarimo da Taxa de Câmbio. 2 DLROT = Diferença do Logarimo do Preço do grão de soja em Roerdam, 3 Resíduos da equação de co-inegração defasados de um período ou ermo de correção de erro. Fone: Elaborada pelos auores a parir de dados básicos do USDA e BCB BOLETIM/BP. Dado que os valores de elasicidade de ransmissão de preços de curo prazo enconram-se próximos de um, será esada a hipóese de que os coeficienes ano para a variável axa de câmbio quano para o coeficiene associado aos preços de Roerdam sejam ambos iguais a unidade. Em ouras palavras, será imposa a resrição de que ambos os coeficienes são iguais a um. A hipóese nula é que ambos os são diferenes de um, enquano que a hipóese alernaiva é de que ambos os coeficienes são iguais a unidade. Os resulados da Tabela 10 mosram que a probabilidade de se comeer o Erro Tipo I, iso é, rejeiar a hipóese nula e essa hipóese ser verdadeira é inferior a 1%. Logo, rejeia-se a hipóese nula de ambos os coeficienes são diferenes de um e não se rejeia a hipóese alernaiva de que ano o coeficiene de curo prazo para a variável axa de câmbio quano para o coeficiene de curo prazo associado à variável preço do grão de soja em Roerdam são iguais a um. Em ermos econômicos, o fao da não rejeição da hipóese de que ambos os coeficiene de curo prazo são iguais a um implica que não há assimeria informacional nesse mercado indicando que, mesmo no curo prazo, o processo de arbiragem funciona em oda sua pleniude, mosrando que a inegração nesse mercado é perfeia. Tabela 10.- Resulado da imposição da resrição de que os coeficienes de curo prazo do Modelo de Correção de Erro são iguais a um, ouubro de 1998 a dezembro de 2009 Variável - Resrição Esimaiva do Erro-Padrão da Valor do Tese P-Value Parâmero Esimaiva DLTC = DLROT = * * Significaivo em nível de 1%. Fone: Elaborada pelos auores a parir de dados básicos do USDA e BCB BOLETIM/BP. Uma vez esabelecido que a Lei do Preço Único prevalece, mesmo no curo prazo, o próximo passo consisiu na imposição da resrição de que o valor do ermo de correção de erro ambém seja igual a unidade. Em ouras palavras, dado que, a Lei do Preço Único prevalece no curo prazo, enão, obrigaoriamene, essa lei ambém deve prevalecer no longo prazo. Conforme realçado por RAVALLION (1986), ao se aceiar as resrições de curo prazo, isso implica na inegração de mercado no longo prazo, mas, o conrário não é válido. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

17 17 O resulado relaivo à imposição da resrição de que o ermo de correção de erro seja igual a unidade, mosra que a probabilidade de se rejeiar a hipóese nula de que o valor do coeficiene de correção de erro é diferene da unidade, é inferior a 1%, logo a probabilidade de se comeer o Erro Tipo I, ou seja, rejeiar a hipóese nula e essa hipóese ser verdadeira é muio pequena, sendo assim, rejeia-se essa hipóese, e não se rejeia a hipóese alernaiva de que o coeficiene do ermo de correção de erro é igual a um (Tabela 11). Tabela 11.- Resulado da imposição da resrição de que o coeficiene do ermo de correção de erro do Modelo de Correção de Erro é igual a um, ouubro de 1998 a dezembro de 2009 Variável - Resrição Esimaiva do Erro-Padrão da Valor do Tese P-Value Parâmero Esimaiva Resíduos 1 = * <.0001 * Significaivo em nível de 1%. 1 Resíduos da equação de co-inegração defasados de um período ou ermo de correção de erro. Fone: Elaborada pelos auores a parir de dados básicos do USDA e BCB BOLETIM/BP. Economicamene, a não rejeição da imposição de que o coeficiene do ermo de correção seja igual a um, implica que variações na axa de câmbio e nos preços do grão de soja em Roerdam são plenamene repassadas para os preços do grão de soja no Brasil. Em ouras palavras, a elasicidade é igual a um, ou seja, a Lei do Preço Único ambém prevalece no longo prazo, indicando que esses mercados são plenamene inegrados, uma vez que, o mecanismo de arbiragem não enconra qualquer ipo de fricção. Ouro aspeco relevane obido nese arigo reside no fao de que o mercado geográfico relevane para o grão de soja no Brasil consise nos preços inernacionais praicados no mercado de Roerdam. Segundo OLIVEIRA; GUEDES FILHO; VALLADARES (2003, p.118), a definição de mercado geográfico relevane como inernacional implica que oscilações na diferença de preços enre os dois mercados devem ser ransiórias, ou seja, os preços praicados pelos produores locais inernamene não podem divergir permanenemene dos preços inernacionais. Além disso, os preços inernacionais devem ser os principais deerminanes dos preços inernos, ou seja, alerações nos primeiros devem servir como bom previsor para alerações nos úlimos. Porano, se prevalecer a Lei do Preço Único, ou seja, exisindo arbiragem no mercado de soja, enão, possíveis diferenças enre os preços domésicos e exernos no curo prazo devem rapidamene ser sanadas, e, como conseqüência ambos os preços devem convergir no longo prazo, conforme os resulados do modelo aqui esimado. Ouro aspeco a ser realçado é que os preços exernos devem deerminar o comporameno dos preços domésicos, indicando que ambos os mercados são inegrados, e, conseqüenemene, que não há assimeria de informações nesses mercados, iso é, que o processo de arbiragem funciona em oda sua pleniude. CONCLUSÕES Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural

18 18 Os resulados decorrenes de políicas agrícolas dependerão do conhecimeno dos respecivos níveis de inegração dos mercados que ais políicas objeivem aingir. Por exemplo, supondo que o objeivo da políica agrícola seja aumenar a quanidade oferada de deerminado produo agrícola, para uma dada demanda, os preços desse produo declinarão no caso dessa economia hipoéica ser fechada. No enano, se al políica for aplicada no conexo de uma economia abera, o esímulo ao aumeno da produção desse produo induzirá a alavancagem das exporações de al produo. Uma vez que, a demanda inernacional por produos agrícolas é inelásica para um dado preço mundial, isso significa que a economia de al país esá subsidiando o consumo de al produo agrícola pelos consumidores esrangeiros. Porano, assume grande relevância rabalhos que visem deerminar o grau de inegração nos mercados agropecuários. No presene esudo, os resulados mosram que ano a axa de câmbio quano os preços do grão de soja em Roerdam são relevanes para explicar o comporameno dos preços do grão de soja no Brasil. Esse resulado confirma que, apesar de grande produor e exporador de grão de soja, o Brasil é omador de preço no mercado inernacional de soja. Ouro aspeco relevane em relação aos resulados dese rabalho mosra que há complea inegração enre o mercado inernacional e domésico de soja, no caso do Brasil e Roerdam. Isso quer dizer não há assimeria informacional e, conseqüenemene, a ransmissão espacial de preços elimina o processo de arbiragem ano no curo quano no longo prazo, conforme os resulados obidos pelas imposições de resrições ano sobre os parâmeros de curo quano de longo prazo no modelo de correção de erro. Porano, nese caso, prevalece a Lei do Preço Único. Visando verificar se boas e más noícias influenciam o comporameno dos preços do grão de soja, foi uilizado um ese de co-inegração assimérica. Os resulados mosram que não há coinegração assimérica. Possivelmene, isso é resulado do fao de que o período analisado se caracerizou por apresenar, na maioria das vezes, endência ascendene dos preços inernacionais do grão de soja, principalmene, em função do crescimeno da economia mundial, com ênfase nos países asiáicos. Mais especificamene, esses países, via suas respecivas políicas sociais domésicas, resgaaram milhões de pessoas que anes se enconram abaixo da linha de pobreza, iso é, ao sanar essa insuficiência de renda por pare dessa população, anes marginalizada em relação ao consumo, induziu ao aumeno do consumo de alimenos por pare dessas famílias, em especial, do consumo de proeína animal, fao esse que exacerbou a demanda pela soja e seus derivados, uma vez que, a soja é produo fundamenal na produção de aves, suínos e bovinos. Como resulado final dese processo houve acenuada pressão sobre os preços inernacionais da soja. Apesar da crise financeira, iniciada nos Esados Unidos, er conaminado as principais economias do planea, seus efeios foram rapidamene aenuados pela adoção de políicas anicíclicas por pare dos países indusrializados e emergenes. Em ermos do mercado inernacional de soja, os efeios dessa crise ambém foram passageiros, pois, se observa queda dos preços inernacionais do grão de soja a parir da eclosão da crise financeira a parir de seembro de 2008, porém, os preços reomam a rajeória ascendene a parir de abril de Finalmene, a parir dos resulados aqui apresenados, pode-se inferir que o mercado geográfico relevane para o grão de soja brasileiro consise nos preços inernacionais desse produo, aqui represenados pelos preços em Roerdam, uma vez que, a União Européia esá enre os maiores consumidores da soja produzida no Brasil. Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural