SETOR AGRÍCOLA BRASILEIRO: UMA APLICAÇÃO DO MODELO DE TENDÊNCIAS E CICLOS COMUNS NO PERÍODO DE 1990 A 2005 RESUMO

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1 SETOR AGRÍCOLA BRASILEIRO: UMA APLICAÇÃO DO MODELO DE TENDÊNCIAS E CICLOS COMUNS NO PERÍODO DE 199 A 25 RESUMO Ivan Caselar CAEN/UFC José Nilo de Oliveira Júnior CAEN/UFC Nicolino Trompieri Neo CAEN/UFC Ese rabalho analisa o comporameno das variáveis produo agrícola, axa de câmbio real e salda da balança comercial agrícola brasileira, no período de 199 a 25. Uilizou-se a écnica de coinegração para idenificar um sisema de veores auo-regressivos com endências esocásicas comuns e para invesigar as resposas do sisema a choques ransiórios e permanenes. Os eses comprovaram a exisência de uma endência esocásica comum e dois ciclos comuns enre as variáveis. As decomposições das variâncias indicam que os choques ransiórios explicam a maior pare das fluuações de curo e longo prazo no produo agrícola. Consaou-se ambém que os choques permanenes são mais imporanes para explicar as variâncias da axa de câmbio e da balança comercial agrícola, principalmene no longo prazo. Palavras Chaves: PIB Agrícola, Tendências e Ciclos Comuns, Decomposição endênciaciclo. Classificação JEL: C32, E32, Q19. ABSTRACT The presen sudy analyzes he behavior of Agriculural GDP, real exchange rae and he curren accoun balance agriculural in Brazil during he period of 199 o 25. Coinegraion echniques were used o idenify a VAR sysem wih common sochasic rends, and o invesigae he sysem responses o ransiories and permanen shocks. The ess had proven he exisence of a common rend and wo cycles beween he variables. Variance decomposiion indicaes ha ransioories shocks accoun form mos of he shor and long run flucuaions in agriculural GDP. I was found ha permanen shocks explain mos of he variance of he exchange rae and of he curren accoun balance mainly in he long run. Key Words: Agriculural GDP, Common Trends and Common Cycles, Trend-Cycle decomposiion.

2 1. Inrodução O seor agrícola brasileiro vem evoluindo ao longo dos anos, principalmene após 199, com modernizações nas écnicas de culivo, formando complexas redes de armazenameno, processameno, indusrialização e disribuição (Furoso e Guilhoo, 23). Enreano, ese fao é conrasado quando se observa a paricipação do governo no seor uma vez que o Brasil não apresena uma boa colocação, relaivamene aos países da América Laina e Caribe, em relação à proporção desejada do gaso público em agriculura. No Brasil, essa proporção esá muio abaixo daquela recomendada pelo chamado Índice de Orienação Agrícola, elaborado a parir da paricipação da agriculura no PIB. Segundo ese indicador, uilizado pela FAO, o governo deveria gasar em agriculura cerca de oio vezes mais do que gasa aualmene, o que esá na ordem de 1,13% do PIB (Gasques e Villa Verde, 23). A década de 9 ambém presenciou o início do processo de efeiva esabilização da economia brasileira com a implemenação do Plano Real. O referido plano, conudo, não foi capaz de induzir a economia brasileira em direção à rápida expansão econômica, reverendo, dessa forma, a endência de baixo crescimeno manifesada com persisência no passado recene. Com um cenário macroeconômico desfavorável, a renda agrícola brasileira eve um desempenho muio fraco na década de 199. Além disso, observou-se, a parir de 1994, um elevado crescimeno da dívida dos produores rurais o que se deveu, em grande pare, ao freqüene descompasso enre correção de preços mínimos e correção da dívida. Ouro enrave macroeconômico são as alas axas de juros, incompaíveis com as praicadas nos mercados financeiros inernacionais, que acabam por inibir os invesimenos direos na economia, aumenando os cusos dos emprésimos, reduzindo a capacidade de pagameno dos agriculores e o volume de recursos oriundos do seor privado para a agriculura (Spolador, 21). Porano, ornou-se mais difícil para a agriculura brasileira ober financiameno formal. Nos períodos de adoção de políicas de esabilização da economia, como foi praicamene oda a década de 8 e início dos anos 9, ocorreram cores nos gasos da agriculura, principalmene nas políicas de médio e longo prazo. Isso mosra porque a cona Abasecimeno no Balanço Geral da União, durane oda a década de 8, era a que concenrava a maior soma de recursos denro da função Agriculura, chegando a represenar, em 1987, 75,4% dos dispêndios oais. Nessa cona esão incluídas as políicas de esabilização de preços e renda do seor agrícola e de produos que o governo, por meio de fixação de preços mínimos compensadores, procurava esimular a produção (Villa Verde e Gasques, 199). Com essas medidas, buscava-se, além da esabilização de preços, a geração de maior volume de divisas, que eram favorecidos pelas desvalorizações cambiais e por medidas resriivas ao consumo inerno, como a conenção dos salários e políicas moneária e fiscal resriivas. Iso fazia com que o ajuse da ofera agrícola se desse via exporação. Com a implemenação do Plano Real em julho de 1994, a economia brasileira, além da esabilidade moneária, passou a conviver com déficis consanes do balanço de pagamenos em cona correne em conseqüência da sobrevalorização da axa de câmbio. Em razão da fragilidade das conas do seor exerno e de crises dos mercados inernacionais (México em 1994, Rússia em 1997 e Argenina em 21), houve uma pressão muio grande sobre a axa de juros inerna, pois aé meados de janeiro de 1999 o governo insisia na manuenção do regime de câmbio fixo. 2

3 A parir de 15 de janeiro de 1999, adoou-se o sisema de axa de câmbio fluuane com inerferências ponuais do Banco Cenral. Essa aleração do regime cambial implicou uma desvalorização real da axa de câmbio de 15,66% (enre 12/1998 e 12/1999). No período de janeiro de 2 a agoso de 22, a axa de câmbio efeiva real sofreu uma desvalorização de 14,36% (Ipeadaa). Esse comporameno da políica cambial eve impacos sobre a agriculura no que se refere aos seus indicadores de desempenho, como produção de grãos, vendas exernas e relação de rocas. A agriculura, que inha na axa de câmbio uma variável negaiva para seu desempenho, respondeu posiivamene à mudança do regime cambial. A deerioração da siuação exerna levou o País a recorrer a ajuda financeira do Fundo Moneário Inernacional (FMI) no final de 1998 e, em março de 1999, a subsiuir a âncora cambial pelo sisema de meas de inflação. Iso rouxe como conseqüência o início de um período com freqüenes inervenções no Banco Cenral, e uma políica moneária resriiva que resulava na elevação das axas de juros sempre que ocorressem suros inflacionários. Além disso, passou-se a reconhecer a necessidade de consolidação de insrumenos de políica fiscal, dada a insusenabilidade da políica de axas de juros elevadas por longos períodos de empo, principalmene devido às suas implicações sobre o endividameno público. Na lieraura sobre modelos veoriais auo-regressivos esruurais (SVAR), é comum analisar-se a imporância relaiva dos choques esruurais na explicação das fluuações em variáveis econômicas em um deerminado período de empo. O impaco de medidas de políica econômica, mudanças de preferências e inovações ecnológicas são alguns exemplos deses choques. Quando se analisam fluuações em variáveis macroeconômicas, a meodologia uilizada é a dos modelos de ciclos de negócios, a qual consise na invesigação das fluuações de curo prazo em orno das suas endências de longo prazo. 1 A adoção do modelo de Tendências e Ciclos Comuns pode indicar como as resrições de coinegração e co-caerização são usadas para esimar um sisema VAR, sujeio a mudanças permanenes e ransiórias na rajeória das variáveis endógenas. E ainda, como é possível invesigar as resposas do sisema a choques permanenes ou a inovações nas endências. A imporância de caracerizar correamene as propriedades das séries macroeconômicas, além do ineresse meramene esaísico - como o de ober esimaivas mais eficienes dos parâmeros do modelo sob um conjuno de resrições - remee a considerações de ordem práica, al como a eficácia de políicas anicíclicas vis-à-vis políicas de crescimeno. Ou, ainda, possibilia idenificar e disinguir a imporância relaiva dos impacos das políicas econômicas relacionadas com o manejo da demanda agregada em relação aos choques de ofera. De acordo com a eoria dos ciclos de negócios, os impacos da demanda agregada possuem efeios ransiórios sobre as variáveis reais, enquano que os choques de ofera esão associados, geralmene, a inovações ecnológicas, resulando em efeios permanenes. Moivado por esas quesões, os objeivos do presene rabalho, porano, compreendem a aplicação do modelo de Tendências e Ciclos Comuns para analisar o comporameno do produo agrícola, da axa de câmbio real e do saldo da balança 1 Muias séries de empo macroeconômicas caracerizam-se por apresenar endências esocásicas (Beveridge e Nelson, 1981, e Nelson e Plosser, 1982). 3

4 comercial agrícola brasileira, no período a parir da do primeiro rimesre da de 199 aé o primeiro rimesre de 25, a idenificação e esimação das resposas de longo prazo das mencionadas variáveis a choques permanenes (inovações das endências esocásicas); e a caracerização da forma de reação das variáveis endógenas a choques permanenes e ransiórios, invesigando a imporância relaiva deses choques em suas rajeórias. Além desa seção, o rabalho é consiuído de mais cinco seções. A seção 2 raa da revisão da lieraura. Já as seções 3 e 4 raam, respecivamene, da meodologia empregada e da análise das séries de empo uilizadas no rabalho. A seção 5 sumariza os resulados enconrados e, por fim, a seção 6 raz as conclusões enconradas no rabalho. 2. Revisão da Lieraura Kumah e Ibraim (1996) aplicaram o modelo de Tendências Comuns para analisar os efeios dos choques nominal e real sobre a axa de câmbio nominal e o saldo da balança comercial. Eles invesigaram os efeios das endências nominal e real sobre a axa de juros diferencial (enre os Esados Unidos e os quaro países: Alemanha, Japão, Suécia e o Reino Unido), axas de câmbio (definida como unidade moneária domésica dividida pelo dólar americano), e o saldo da balança comercial, usando ambém dados de séries de empo sobre o produo, défici orçamenário e ofera moneária para esses países. A evidência empírica revela que as endências ecnológicas domésica (ou choques de ofera) êm efeios mais significaivos sobre a axa de câmbio e o saldo da balança comercial somene ransioriamene (iso quer dizer que seus efeios são manidos principalmene no curo e médio prazos), e que os efeios dos déficis orçamenários e da ofera moneária sobre a axa de câmbio e o saldo da balança comercial são consisenes com a eoria moneária 2. Araújo e Guillén (22) aplicam o modelo Tendências Comuns e Ciclos para as axas de reorno do mercado financeiro, onde os resulados sugerem a convergência das axas de reorno para um equilíbrio de longo prazo. Idenificaram a dominância do componene de longo prazo na deerminação da rajeória do Prêmio do C-BOND e do componene de curo prazo no caso do Prêmio Cobero de Juros. Já para o Prêmio Descobero de Juros não foi possível idenificar o predomínio de qualquer dos componenes. Em Hjelm (21) é feia uma análise enre a produividade oal dos faores (TFP) e a axa de câmbio real 3 para a Suécia e o Japão, usando o modelo de Tendências Comuns. O rabalho revela a exisência de uma relação coinegrane num veor de rês variáveis (TFP do Japão, TFP da Suécia e a axa de câmbio real bilaeral enre os dois países), revelando assim a exisência de duas endências comuns, incluindo dois choques permanenes e um choque emporário. Os dois choques permanenes foram idenificados como sendo choques de produividade do Japão e Suécia, respecivamene, e é mosrado que o choque ransiório pode ser inerpreado como sendo de origem moneária. O resulado da esimação do modelo de Tendências Comuns afirma que os movimenos na axa de câmbio real é bem mais explicado pelos choques de produividade do que pelos choques ransiórios que explicam a menos pare dos movimenos. 2 Segundo a condição Marshall-Lerner, o défici orçamenário em um efeio posiivo sobre a axa de câmbio e um efeio negaivo sobre o saldo da balança comercial e a políica moneária em um efeio conrário sobre esas variáveis. 3 A axa de câmbio real é expressa em logarimo naural sendo uma função do logarimo da axa de câmbio nominal (q), do nível geral de preços domésico (p) e exerno (p*), na forma: q = e + p* - p. 4

5 Jacobson, Jansson, Vredin e Warne (1999) buscam analisar quesões cenrais de políica moneária aplicada à Suécia. Denre as principais quesões analisadas, esão os efeios das inovações na axa de juros e ouros choques, os relacionamenos de curo e longo prazo enre preços e axas de câmbio nominal e real, e o relacionameno enre inflação e o hiao do produo. Para a análise de ais quesões, eles uilizaram o modelo de Tendências Comuns aplicado às variáveis: produo domésico e exerno, índice de preços domésico e exerno, axa de juros domésica e exerna, e axa de câmbio nominal 4. O veor de séries de empo composo pelas see variáveis apresenou a exisência de rês relações coinegranes, sendo o modelo assim direcionado por quaro endências comuns, sendo duas endências reais (domésica e exerna) e duas endências nominais (domésica e exerna). Denre alguns dos resulados concernenes à axa de câmbio nominal, esá o de que as endências nominais (domésica e exerna) êm efeios mais significanes sobre a axa de câmbio do que as endências reais (domésica e exerna) endo a endência nominal exerna o efeio mais significaivo. Alexius (1999) aplica o modelo de Tendências Comuns para quaro países nórdicos (Dinamarca, Finlândia, Noruega e Suécia) com o objeivo de invesigar os movimenos das axas de câmbio desses países. O modelo é aplicado sobre um veor com as respecivas variáveis para cada país: axa de câmbio real (q), produo real domésico(y) e exerno (y*), e o nível de preços domésico (p) e exerno (p*) 5. E ambém sobre um veor de rês variáveis conendo: a axa de câmbio real (q) e o produo e o nível de preços em ermos relaivos, iso é y y* e p p* respecivamene. A análise da decomposição da variância do erro de previsão de longo prazo dos modelos esimados afirma que os choques de ofera são dominanes para odos os países. Esse resulado sugere que o aumeno da produividade (choque permanene) é o deerminane mais imporane dos movimenos de longo prazo das axas de câmbio reais, conrariando assim o resulado ípico de ouros modelos que acusam a políica moneária (endência nominal) como sendo o faor mais imporane dos movimenos de longo prazo da axa de câmbio real. Em Mellander, Vredin e Warne (1992) o modelo de Tendências Comuns é aplicado sobre as variáveis ermos de roca (índice de preços de exporação sobre o índice de preços de imporação), produo per capia real, consumo ( privado e público) per capia real e invesimeno (domésico) per capia real, para a Suécia. Nesse rabalho, assim como em KPSW (1987,1991), os veores coinegranes são derivados de um modelo de crescimeno neoclássico aplicado a uma pequena economia abera uilizando as variáveis em quesão. Da aplicação do modelo de crescimeno foi consaada a presença de dois veores coinegranes, implicando a exisência de uma endência exerna e uma endência domésica. Como resulado da esimação do modelo de Tendências Comuns, foi verificado que as endências exerna e domésica não influenciam negaivamene em quaisquer variáveis, e possuem efeios de longo prazo significanemene posiivos sobre odas elas, sendo o choque real permanene (choque ofera) o principal causador das fluuações do produo, ainda que no curo prazo. 4 O produo exerno é definido como sendo o produo domésico da Alemanha. A axa de juros exerna é calculada em função da axa de invesimeno da Alemanha, e o índice de preço exerno é calculado a parir dos vine maiores parceiros comerciais da Suécia. 5 Uma variável exerna referene a um dos quaro países, é composa pela mesma variável dos ouros rês países. 5

6 3. Meodologia 3.1 Modelo de Tendências Comuns Modelos de séries de empo lineares são geralmene especificados em ermos de variáveis que podem ser observadas, de um erro serialmene não correlacionado e uma endência puramene deerminísica, podendo, desse modo, ser esimados com écnicas padrões. O modelo de Tendências Comuns, no enano, consise de um veor de endências e um veor de variáveis esacionárias, onde nenhum componene pode ser observado isoladamene. De acordo com Beveridge e Nelson (1981), pode-se omar {x } como sendo um veor de séries de empo, decomposo da seguine forma p s x = x + x (1) onde, x p represena um veor de endências, componene permanene de x, enquano x s,componene ransiório, é um resíduo esacionário. King, Plosser, Sock e Wason (1987;1991) e Sock e Wason (1988) mosram que há uma dualidade enre os conceios de coinegração e endências comuns. Em paricular, as resrições coinegranes deerminam o número de endências independenes e a forma de relacionameno de um veor de variáveis observadas com odas as endências p s independenes. Iso é, se α é um veor coinegrane, enão α x =, para que α x = α x seja esacionária. Esas resrições, porano, nem especificam nem sugerem que uma cera endência eseja relacionada a, por exemplo, choques ecnológicos ou de políica econômica. Para que se possa fazer ais inerpreações, orna-se necessário considerar hipóeses adicionais de idenificação do modelo. Para definir o modelo de Tendências Comuns, seja {x } um veor n-dimensional de séries de empo o qual é direcionado por k n endências esocásicas comuns. Especificamene, o modelo na forma esruural é descrio por x = x +ϒ τ + φ( L) v, (2) onde L denoa o operador de defasagem. A seqüência n-dimensional { ν } é considerada como um ruído branco com E[ ν ] = e E[ ν ν ] = I n, sendo esa uma mariz idenidade j de ordem n n. Além do mais, o polinômio maricial de ordem n n, φλ ( ) = j = 1φλ j é finio para oda raiz caracerísica λ sobre e denro do círculo uniário e, sem perda de generalidade, assume-se que x é esacionário. As endências de x são descrias por ϒτ, onde a mariz de coeficienes ϒ é de dimensão n k com poso k. Se as endências são linearmene deerminísicas enão τ = µ ; iso é, τ τ 1 = µ, onde µ é um veor k-dimensional de consanes. A idéia de endências linearmene esocásicas, por ouro lado, pode ser operacionalizada modelando τ como um veor de passeios aleaórios com inercepo; iso é, τ = µ + τ 1 + ϕ. (3) Porano, τ é um veor k-dimensional de passeios aleaórios com inercepo µ e inovação ϕ. Assume-se que a seqüência de disúrbios da endência { ϕ } é um ruído branco com E[ ϕ ] = e E[ ϕ ϕ ] = I k. Resolvendo (2) com respeio a (3) obém-se + ϒ[ τ + µ + ϕ j j ] + φ ( 1 x = x = L ) v. (4) 6

7 Em relação a decomposição em (1), enconra-se que o modelo de Tendências Comuns em (4) especifica que, s p x = x + φ ( L ) ν e x = ϒ[ τ + µ + = ϕ ] j 1 j. (5) Além do mais, quando o número de endências comuns, k, for menor que o número de variáveis, n, haverá exaamene r = n - k veores linearmene independenes que são orogonais às colunas da mariz de coeficienes ϒ. Em ouras palavras, exise uma mariz α de ordem n r, al que α ϒ =. O modelo de Tendências Comuns em (4), em algumas propriedades imporanes. Primeiro, as endências incluem um elemeno esocásico que é consisene com a noção de que alguns choques são persisenes; iso é, o choque ϕ em efeios permanenes sobre as variáveis do veor {x } do modelo. Segundo, o número de endências deve ser inferior ao das variáveis do modelo, nos esados esacionários, para que haja formas de relacionamenos enre esas úlimas. De acordo com esa formulação, esses esados esacionários são descrios pela mariz α. Além do mais, se ϕ e ν são correlacionados, é possível que os disúrbios da endência influenciem não somene o crescimeno, mas, ambém, as fluuações em orno das endências. De fao, a abordagem adoada aqui implica que os primeiros k elemenos de ν são dados por ϕ e os r elemenos resanes são composos pelo veor r-dimensional {ψ }, onde ψ é o choque emporário; iso é, ψ é assumido como endo apenas efeios emporários sobre o veor {x }. Enão em-se que ν = [ ϕ ψ]. Os choques permanene ( ϕ ) e ransiório (ψ ) são idenificados baseados em Mellander e. al. (1997), respecivamene, pelos relacionamenos descrios abaixo. 1/ 2 ϕ = ( γ γ ) γ ε (6) e 1 1 ( γ γ ) γ ε ψ = (7) onde γ é um veor n r conhecido como mariz dos parâmeros de ajusamenos de curo prazo, é a mariz de variâncias e covariâncias e ε são os resíduos, odos eses obidos no modelo de correção de erros (VCE). Somene duas resrições são necessárias para idenificar eses choques. São elas, as relações coinegranes enre as variáveis, deerminadas pelo procedimeno de Johansen e represenadas pela mariz α de ordem n r, e a resrição de que os choques são orogonais. Além da exisência de endências comuns enre as variáveis de (1) podem exisir, concomianemene, ciclos comuns enre elas. Esas duas comunalidades podem ser melhor enendidas considerando-se a decomposição de Wold; ou seja, x = C( L) ε. (8) A qual pode ser reescria como x = C(1) ε + C ( L) ε. (9) Inegrando ambos os lados, em-se: x = C(1) s= s + ε C ( L) ε. (1) A qual represena a decomposição mulivariada de Beveridge e Nelson, onde o primeiro ermo da direia é a endência e o segundo elemeno é o ciclo. 7

8 As variáveis em x possuem endências comuns, ou coinegram, se exisem r veores linearmene independenes, com r < n, arranjados em uma mariz α, de ordem r n, de modo que α C( 1) =. (11) Por ouro lado as variáveis em x possuem ciclos comuns se exisem s veores linearmene independenes, com s n r, arranjados em uma mariz ~ α, de ordem s n, al que: ~ α C ( L) =. (12) Tano a exisência de ciclos como de endências comuns raduzem-se em resrições sobre os parâmeros do VAR, ornando a esimação mais eficiene (ver apêndice). Teses de coinegração ornaram-se maéria correne na lieraura de séries emporais e não há a necessidade de explicá-los. Discue-se, no enano, a inuição de um ese para a exisência de ciclos comuns, o qual é ainda pouco usado em rabalhos dessa naureza. Um ese para a exisência de ciclos comuns é equivalene a enconrar uma combinação linear das variáveis em x que não possua correlação com seu passado. Como x é represenado por um mecanismo de correção de erros, o seu passado, obviamene, é formado por seus valores defasados e pela correção de erros propriamene dia (Vahid e Engle, 1993). Enão, deerminada a ordem das defasagens mencionadas acima, o ese consise em verificar se as correlações canônicas enre x e seu passado são nulas. 4. Análise das Séries de Tempo do Modelo Nesa seção, indicam-se quais as écnicas que serão uilizadas para analisar as propriedades esocásicas univariada e mulivariada dos dados. Como o modelo de Tendências Comuns é sensível à presença de endências deerminísicas, orna-se indispensável o exame da não-esacionaridade das variáveis bem como a verificação da presença de relações coinegranes enre elas. Na análise univariada, uiliza-se o ese de raiz uniária para deecar a ocorrência de esacionaridade em cada série de empo. Quano à análise mulivariada, adoa-se o procedimeno de Johansen para deerminar quanas relações coinegranes há enre as variáveis do modelo. O modelo consise de rês variáveis; ou seja, o produo inerno bruo agrícola (PIB) 6, a axa de câmbio real (TC) 7, e o saldo da balança comercial agrícola (SBA) 6. Porano, o veor x oma a forma [ PIB TC SBA]. Os dados são rimesrais e deflacionados pelo Índice Geral de Preços Disponibilidade Inerna (IGP-DI) com a base para o primeiro rimesre de 25, endo a variável saldo da balança comercial agrícola (SBA) sofrido ajuse sazonal 8. O período vai do primeiro rimesre de 199 aé o primeiro rimesre de 25, abrangendo uma amosra de 6 observações para cada variável, endo como fone de referência o IPEADATA 9. Os gráficos das varáveis em nível são apresenados abaixo. 6 Os valores esão em milhões de reais. 7 Refere-se à axa de câmbio efeiva real. 8 O processo uilizado para o ajuse sazonal foi o X Ver 8

9 GRÁFICO 1: Séries de Tempo Analisadas PIB TC SBA 4.1 Tese de Dickey-Fuller Aumenado para a Ocorrência de Raiz Uniária Os resulados do ese Dickey-Fuller Aumenado (ADF) esão apresenados na Tabela I. Eses indicam que não se rejeia a presença de uma raiz uniária para nenhuma das variáveis consideradas, ou em ouras palavras, as variáveis do modelo não são esacionárias. O ese para variável produo agrícola (PIB) indica que a aceiação da hipóese nula, o que corresponde à presença de uma raiz uniária na série de acordo de com o criério de Hannan e Quinn, incluindo um inercepo e uma endência. As variáveis, axa de câmbio real (TC) e saldo da balança comercial agrícola (SBA), ambém se mosraram insáveis com a uilização do mesmo criério e uilizando um inercepo e uma endência. TABELA I Tese de Raiz Uniária Dickey-Fuller Aumenado (ADF) Variáveis Nível 1ª Diferença (µ) () (µ) T () PIB -1,8556-2,443-8,421-8,3444 TC -1,3237-1,924-6,3563-6,378 SBA -,3938-1,3374-7,557-7,7993 Valores Críicos a 5% de Significância PIB -2,9135-3,496-2,9135-3,496 TC -2,9126-3,4892-2,9135-3,496 SBA -2,9145-3,4921-2,9145-3,4921 Observações: As esaísicas (µ) e () referem-se aos modelos com ermo consane e com consane e endência respecivamene. Os valores críicos foram obidos em McKinnon (1996). 9

10 Dado que odas as variáveis do modelo exibiram raízes uniárias em nível, passase, enão, à definição da ordem de inegração de cada variável. Para isso, aplica-se o ese ADF na série em primeira diferença. Nese caso, se a hipóese nula for rejeiada enão a variável é inegrada de ordem um, x ~ I(1). Caso conrário diferencia-se novamene e aplica-se o ese aé que a hipóese nula seja rejeiada. O resulado do ese, apresenado na Tabela I, mosra que as rês variáveis descrias são I(1). 4.2 Análise de Coinegração Mulivariada Examina-se agora se as variáveis são coinegradas. Com esse propósio, adoa-se o procedimeno de máxima verossimilhança de Johansen (1988;1991), com visas à deerminação da dimensão de relações coinegranes enre as rês variáveis do modelo, permiindo, enão, a definição do número de endências comuns exisene enre elas. Na operacionalização do ese, adoou-se um inercepo, onde o resulado do ese é mosrado na Tabela II. A esaísica do raço indica a exisência de dois veores coinegranes a um nível de significância de 5%. Admiindo-se, pois, a exisência de duas relações coinegranes no sisema, pode-se concluir que há uma endência esocásica comum. TABELA II Tese de Johansen para Coinegração Nº de Equações Esaísica do Traço Coinegranes Auovalor Valor Observado Valor Críico Nenhum, ,8 29,68 Aé um,197 15,5 15,41 Aé dois,424 2,56 3,76 Observações: Os eses foram realizados considerando a presença de um inercepo. O ese LR indica a exisência de no máximo duas equações coinegranes a um nível de significância de 5%. A ocorrência de coinegração assegura a presença de um elo linear enre as endências esocásicas das variáveis e, por conseguine, que as mesmas movem-se esocasicamene junas, ao longo do empo, na direção de um equilíbrio de longo prazo. Deve ficar claro, porém, que esamos nos referindo à definição economérica de equilíbrio de longo prazo, que pode ou não conemplar um vínculo com as forças de mercado ou com as regras de comporameno dos indivíduos e firmas, ficando a inerpreação econômica do fenômeno a depender da siuação envolvida. O procedimeno de Johansen permie ainda a idenificação dos veores coinegranes para os quais se adoa uma normalização 1 arbirária de forma a permiir suas idenificações. Considerou-se aqui uma normalização al que as primeiras r séries no veor x são normalizadas por uma mariz idenidade. Enão, de acordo com os resulados do ese, a mariz de veores coinegranes ( ) n r α apresena-se da seguine forma: 1 O modelo de Tendências e Ciclos Comuns não é sensível a normalização na mariz de veores coinegrane. 1

11 1 α = 1,132563, Tese de Ciclos Comuns O ese da exisência de ciclos comuns consise em verificar se as correlações canônicas enre x e seu passado são nulas. Para ano, é necessário seguir as eapas abaixo (Warner, 24). H : s ciclos comuns H 1 : s + g ciclos comuns s s onde a esaísica do ese é: T log( 1 λ i ) ou ( T p 1) log(1 λ 2 i ) ou T s + g i= s+ 1 log( 1 λ ) i i= 1 1. Calcule as correlações canônicas, λ i, e ordene-as. 2. Calcule a razão para s > ( some odas as correlações canônicas e compare com o valor críico) se aceia H o espaço de co-caracerização é pleno, logo exisem zero ciclos comuns. Rejeia-se H segue-se para o passo (3). 3. Some as n 1correlações canônicas e compare com o valor críico. Se aceia H exisem n 1ciclos comuns. Rejeia-se e se segue para o passo (4). 4. Some as n 2 correlações canônicas. Enão no nosso caso a úlima correlação canônica é diferene de zero, porano a hipóese de dois ciclos comuns é rejeiada. O que implica que não exisem ciclos comuns. O algorimo desenvolvido por Warne (24) já seleciona o número de correlações canônicas no qual o número de ciclos não pode, somado ao número de endências comuns, ulrapassar o número de variáveis. No nosso caso como emos 2 veores coinegranes só podemos er 2 ciclos comuns. A soma do número de endências esocásicas mais o número de ciclos comuns não pode exceder, obviamene, o número de variáveis do modelo, ou, poso de oura forma, s + r n. Como foi enconrado pelo ese de Johansen que r = 2, só poderiam exisir no máximo, dois ciclos comuns. Enão, usou-se o algorimo desenvolvido por Warne (24), o qual seleciona auomaicamene o número máximo possível de ciclos comuns. O resulado do ese é apresenado na abela abaixo. TABELA III Tese de Ciclos Comuns Nº de Ciclos Esaísica Graus de P-Valor Comuns LR Liberdade Desa forma, a um nível próximo de 5% de significância, o ese comprova a exisência de dois ciclos comuns enre as variáveis. O procedimeno uilizado para exração dos ciclos comuns é baseado em Issler e Vahid (21). i= 1 11

12 5. Resulados Empíricos 5.1 Tendência Comum e Ciclos De acordo com a idenificação dos choques permanenes e ransiórios, descria na seção anerior, os k primeiros elemenos do veor n-dimensional v são composos pelos choques permanenes (ϕ ), e os r elemenos resanes são composos pelos choques ransiórios (ψ ) 11. Dessa forma, idenifica-se a presença de um choque permanene (uma endência esocásica comum (k = 1)) e de dois choques ransiórios (dois ciclos comuns(r = 2)). A endência esocásica comum enconrada no veor de variáveis (x ) é idenificada com uma endência real domésica (τ R ). A endência real pode ser caracerizada como um choque de ofera domésica permanene, podendo consiuir-se ano de um choque ecnológico como de um choque de produividade (Kumah e Ibrahim, 1996). GRÁFICO 2: Tendência Comum T E N D E N C IA No que se referem aos dois choques ransiórios, eses podem ser idenificados como decorrenes de alerações na demanda agregada, que por sua vez aleram o comporameno cíclico das variáveis macroeconômicas, mas não suas rajeórias de longo prazo (Jacobson e al., 1999). 11 Deve-se observar que k = n r, onde k é o número de endências comuns, n é o número de variáveis no modelo e r é o número de relações coinegranes enre as variáveis. 12

13 GRÁFICO 3: Ciclos Comuns CICLO CICLO2 Deve-se, observar, no enano, que nem odo choque de ofera em efeio permanene, assim como nem odo choque de demanda em efeio emporário. Um exemplo clássico é da quebra de safra agrícola que pode ser inerpreada como um choque de ofera, implicando apenas em efeios emporários. Por ouro lado, alerações na políica fiscal podem afear a axa de poupança da economia e, conseqüenemene, o esoque de capial e a produção no longo prazo (Caiado e al., 1993). A endência comum para sua exaa idenificação, requer em ceras circunsâncias, resrições sobre a mariz dos coeficienes (ϒ). As condições α ϒ = e ϒϒ = C(1) C(1) (ver Apêndice I) fornecem respecivamene rk = 2 e k(k + 1)/ 2 = 1 resrições usadas para deerminar os nk = 3 parâmeros da mariz ϒ. Conudo, como o número de resrições é igual ao número de parâmeros a ser esimado, não há necessidade de impor qualquer resrição adicional sobre ϒ, já que esa mariz em idenificação exaa. As resrições usadas na idenificação da endência comum não possibiliam idenificar a naureza dos choques permanenes. Conudo, dado o confrono enre o comporameno das endências de longo prazo com as previsões fornecidas pela eoria econômica e com ouros rabalhos empíricos algumas explicações podem ser buscadas. Desa forma, os coeficienes esimados do modelo de Tendências e Ciclos Comuns, apresenam-se da seguine forma 12 : PIB TC = x SBA,277 (,36),613 * τ C ( L)ε (,19),1566 (,279) + R + (13) 12 Os erros padrões dos coeficienes esimados, mosrados enre parêneses na equação (9), são baseados no Teorema de Warne (1993). 13

14 Observa-se que os coeficienes esimados da mariz ϒ medem os efeios de longo prazo da respeciva endência esocásica (τ R ) sobre os elemenos correspondenes do veor x. De acordo com os valores esimados da mariz ϒ, referenes ao período, verifica-se que a endência real domesica em um efeio de longo prazo posiivo sobre odas as variáveis do modelo. 5.2 Funções Impulso Resposa As funções impulso-resposa são insrumenos ilusraivos de como as variáveis do modelo de Tendências Comuns reagem ao longo do empo a uma mudança nos choques permanene e ransiório. Os Gráficos 4, 5 e 6 mosram as resposas das variáveis em nível durane 24 rimesres, com inervalos de 95% de confiança 13 a um impulso de uma unidade de desvio padrão no choque permanene (φ ), Gráfico 4, e dos dois choques ransiórios, (ψ ), Gráficos 5 e 6. De acordo com o Gráfico 4, verifica-se que um impulso no choque permanene, correspondene a uma unidade de desvio padrão, em um efeio inicial negaivo sobre o produo agrícola nos quaro primeiros rimesres passando a ficar consane nos rimesres poseriores. Ese resulado é confirmado pela decomposição da variância do erro de esimação, Tabela IV, a qual mosra que as fluuações no produo agrícola são exclusivamene explicadas pelos choques ransiórios. Ese fao pode esar ligado à condução da políica econômica e, porano, a choques de demanda agregada. Em relação à axa de câmbio real, verifica-se que o efeio do choque permanene é posiivo e apresena consância em odos os rimesres analisados. Já o saldo da balança comercial exibe resposa negaiva durane os dois primeiros rimesres passando a ficar consane no período poserior. O impaco inicial verificado sobre o saldo da balança comercial raduz-se em uma queda a qual poseriormene é reverida em uma endência de crescimeno. Esse resulado é consisene com as condições de Marshall-Lemer e com a curva J (Shirvani e Wilbrae, 1997). 13 Os inervalos de confiança são calculados a parir dos erros padrões das funções impulso-resposa (ver Apêndice em Mellander e al., 1992 ou o Teorema 3 em Warne,

15 GRÁFICO 4: Funções Impulso-Resposa em Nível de um Choque de uma Unidade de Desvio Padrão nas Inovações Permanenes. Obs: Inervalo de Confiança de 95%. De acordo com as resposas das variáveis do modelo a um impulso nos choques ransiórios, Gráficos 5 e 6, verifica-se que o produo agrícola não responde ao choque ransiório 1 e responde de forma posiiva porém muio ímida, no erceiro e quaro rimesre, ao choque ransiório 2. Quano à axa de câmbio, ela responde de forma oscilane ao choque ransiório 1, passando de posiiva para negaiva e novamene posiiva diluindo por vola do oiavo rimesre. Já com relação ao choque ransiório 2, esa apresena uma endência negaiva que se dilui por vola do séimo semesre. Com relação ao saldo da balança comercial agrícola consaa-se que os dois choques ransiórios auam de forma conrária, iso é, esa apresena uma endência negaiva ao choque ransiório 1 e uma endência posiiva ao choque ransiório 2, no quaro rimesres iniciais, sendo ambas endências diluídas por vola do quino rimesre. GRÁFICO 5: Funções Impulso-Resposa em Nível de um Choque de uma Unidade de Desvio Padrão na Inovação Transiória 1. Obs: Inervalo de Confiança de 95%. 15

16 GRÁFICO 6: Funções Impulso-Resposa em Nível de um Choque de uma Unidade de Desvio Padrão na Inovação Transiória 2 Obs: Inervalo de Confiança de 95%. 5.3 Decomposição das Variâncias dos Erros de Previsão das Séries de Tempo do Modelo A decomposição da variância do erro de previsão fornece informações a respeio da imporância relaiva dos choques permanene e ransiório nas fluuações das variáveis do modelo de Tendências e Ciclos Comuns. A Tabela IV mosra a imporância relaiva do choque permanene e dos dois choques ransiórios, pelo período de sessena rimesres, nas fluuações das variáveis do PIB agrícola, axa de câmbio real e saldo da balança comercial agrícola, respecivamene. Deve-se observar que a soma dos rês choques, em cada rimesre analisado, oaliza uma unidade. TABELA IV: Decomposição da Variância do Erro de Previsão (EM NÍVEL). Descrição das Varáveis Período Choque Permanene Choque Transiório 1 Choque Transiório 2 PIB TC SBA PIB TC SBA PIB TC SBA 1,58 (,115),738 (,17),32 (,254),79 (,453),439 (,467),234 (,366),262 (,17),241 (,279) 1,124 (,229),932 (,3),727 (,176),673 (,23),9 (,1),196 (,86),23 (,361),59 (,23),77 (,113) 2,187 (,488),965 (,16),842 (,137),625 (,261),5 (,5),113 (,72),188 (,388),3 (,13),45 (,74) 3,241 (,679),976 (,11),889 (,17),583 (,375),3 (,4),8 (,58),176 (,47),21 (,9),31 (,55) 4,289 (,821),982 (,9),914 (,86),547 (,478),2 (,3),61 (,48),165 (,419),15 (,7),24 (,44) 5,331,986,93,515,2,5,155,12,2 (,925) (,7) (,73) (,56) (,2) (,4) (,427) 6,368,988,941,486,2,42,146 (1,2) (,6) (,62) (,623) (,2) (,35) (,43) Observação: Os valores enre parêneses correspondem aos desvios-padrão. (,6),1 (,5) (,36),17 (,31) 16

17 Examinando a Tabela IV, observa-se que as fluuações no produo agrícola são dominadas exclusivamene pelos dois choques ransiórios, endo o choque permanene uma imporância relaiva insignificane mesmo no longo prazo. Resulados semelhanes foram enconrados por Trompieri (22) no qual aplicou o modelo de endências e ciclos comuns para o PIB agregado do Brasil, axa de câmbio real e o saldo da balança comercial. Pode-se concluir, porano, que os choques de ofera domésicos são pouco expressivos. Predomina sobre o comporameno do produo fore influência dos choques de demanda agregada, noadamene quando se passa a adoar o insrumeno de meas de inflação, caracerizado pelo esabelecimeno de axa de juros real elevada como forma de maner os preços inernos esáveis. Com relação à axa de câmbio, consaa-se que o choque permanene predomina e seus efeios se manêm num horizone de empo mais longo. Esse fao, conudo, não permie a afirmação de que as fluuações na axa de cambio real, no período analisado, sejam explicadas por choques de produividade. Com respeio ao saldo da balança comercial agrícola, verifica-se que o efeio dos choques ransiórios predomina nos primeiros oio rimesres e vão se dissipando ao longo do empo. A parir aproximadamene do décimo rimesre, a imporância relaiva do choque permanene passa a prevalecer sobre os choques ransiórios na explicação das fluuações do SBA. Esse resulado consiui um reflexo do comporameno da endência de longo prazo. 6.Conclusão O objeivo dese rabalho foi o de usar o modelo de Tendência e Ciclos Comuns para analisar o comporameno do produo agrícola, da axa de câmbio real e do saldo da balança comercial agrícola do Brasil, no período de 199 a 25. Buscou-se ainda esimar as resposas de longo prazo das variáveis do modelo aos choques permanenes e ransiórios caracerizando, aravés da decomposição da variância do erro de previsão, a imporância relaiva de ambos os choques na conformação de suas rajeórias.para ano, foram uilizadas séries rimesrais coleadas juno ao IPEA, endo como base o primeiro rimesre de 25. O modelo de Tendência e Ciclos Comuns mosrou que as variáveis em análise apresenaram uma endência esocásica que corresponde ao choque permanene, bem como dois ciclos comuns que correspondem aos choques ransiórios. Já as funções impulsoresposa e as decomposições das variâncias mosraram que o produo foi predominanemene influenciando pelos choques ransiórios, ano no curo como longo prazo, conrariando a expecaiva inicial de que os choques permanenes eriam impaco significaivo, noadamene no longo prazo, o que explicaria mudanças devidas a ganhos de produividade decorrenes de variações ecnológicas. As fluuações na axa de câmbio e no saldo da balança comercial agrícola, por ouro lado, esão mais associadas aos choques permanenes do que aos choques ransiórios e as rajeórias dessas duas séries de empo êm seus comporamenos esriamene inerligados. Observou-se que há uma defasagem do efeio da axa de câmbio real sobre o saldo da balança comercial, confirmando a eoria acerca da combinação enre elasicidades preço e renda das exporações e imporações. 17

18 7. Referências Bibliográficas ABDALLAH, M.B.; RAJHI..T. Sochasic rends and balance crises. Working Paper Nº 2:68, Universiy of Paris 1, France, 2. AGÉNOR, Pierre-Richard; HOFFMAISTER, A. W.; MEDEIROS, C. Cyclical flucuaions in Brazil s real exchange rae: he role of domesic and exernal facors ( ). Revisa Brasileira de Economia, v. 56, n. 1, p , Jan./Mar. 22. ALEXIUS, A. Supply shocks and Real Exchange Raes, Working Paper Nº 117, Sveriges Risksbank (Cenral Bank of Sweden) (2). BERGMAN, M., CHEUNG Y. and LAI K.S. Produciviy Shock, Moneary Shock, and he Shor - and Long-Run Dynamics of Exchange Raes and Relaive Prices, Working Paper Nº 2:4, Lund Universiy, Sweden (2). BEVERIDGE, S.; NELSON, C. R. A new approach o decomposiion of economic ime series ino permanen and ransiory componens wih paricular aenion o measuremen of he business cycle. Journal of Moneary Economics, v. 7, p , BLANCHARD, O. J.; QUAH, D. The dynamic effecs of aggregae demand and supply disurbances. American Economic Review, v.79, p , BRANDÃO, A. S. P; RESENDE, G. C. e MARQUES, R. W. C., Crescimeno Agrícola no Brasil no Período de : Explosão da Soja e da Pecuária Bovina e seu Impcaco sobre o Meio Ambiene. Texo para Discussão do IPEA. Rio de Janeiro, 34p, 25. CAIADO, E. R. L.; MIGON, H. S.; LOPES, H. F. Efeios dinâmicos dos choques de ofera e demanda agregadas sobre o nível de aividade do Brasil. Revisa Brasileira de Economia, v. 47, n. 2, p , CAMPBELL, J. Y; SHILLER, R. J. Inerpreing coinegraed models. Journal of Economic Dynamics and Conrol, v. 12, p , CRIBARI-NETO, F. The cyclical componen in brazilian GDP. Revisa deeconomeria,n.1, p.1-22, DICKEY, D. A.; FULLER, W. A. Disribuion of he esimaors for auoregressive ime series wih a uni roo. Journal of he Saisical Associaion, v. 74, p ,1979. ENDERS, W. Applied economeric ime series. New York, John Wiley & Sons, Inc, ENGLE, R.F.; ISSLER, J.V. Common rends and common cycles in lain america. Revisa Brasileira de Economia, v. 47, n. 2, p , GASQUES, J. G.; VILLA VERDE, C. M. Gasos Públicos na Agriculura, Evolução e Mudanças.Texo para Discussão nº 948, IPEA, abril, pp. 1-31, 233. FURTOSO, M. C. ; GUILHOTO, J. J. M. Esimaiva e Mensuração do Produo Inerno Bruo do Agronegócio da Economia Brasileira, 1994 a 2. Revisa de Economia e Sociologia Rural, n.4, v.41, pp , nov.-dez. de 23. HAMILTON, J. D. Time series analysis. Princeon, Princeon Universiy Press, Inc, HODRICK, R. J.; PRESCOTT, E. C. Poswar US business cycles: an empirical invesigaion. Journal of Money, Credi and Banking, v. 29, n. 1, p. 1-16, HJELM, G. Toal Facor Produciviy and he Real Exchange Rae in a Small Open Economy: The Relaive Imporence of Permanen and Transiory Shocks, Working Paper Nº 21:23, Lund Universiy, Sweden (21). ISSLER, J. V.; VAHID, F. Common cycles and he imporance of ransiory shocks o macroeconomic aggregaes. Journal of Moneary Economics, v.47, p , 21. JACOBSON, T., JANSSON P., VREDIN A., and WARNE A. A VAR Model for Moneary Policy Analysis in Small Open Economy, Working Paper Nº 77, Sveriges Risksbank (Cenral Bank of Sweden),

19 JOHANSEN, S. Saisical analysis of coinegraion vecors. Journal of Economic Dynamics and Conrol, v. 12, p , Esimaion and hypohesis esing of coinegraion vecors in gaussian vecor auoregressive models. Economerica, v. 59, p , KING, R. G.; PLOSSER, C. I.; STOCK, J. H.; WATSON, M. W. Sochasic rends and economic flucuaions. American Economic Review, v. 81, p , KUMAH, F. Y.; IBRAHIM, S. B. Sochasic rends and flucuaions in he ineres rae, exchange rae and curren accoun balance: an empirical invesigaion. Economic Modelling, v. 13, p , MELLO, L.R.J.; CARNEIRO, F.G. The long-run behavior of exchange raes in Brazil, Chile and Argenina: a coinegraion analysis. Inernaional Review of Economics and Finance, v. 6, n. 1, p , MELLANDER, E., VRENDIN, A. and WARNE, A. Sochasic Trends and Economic Flucuaions in a Small Open Economy, Journal of Applied Economerics, 7: , NELSON, C. R.; PLOSSER, C. I. Trends and random walks in economic ime series: some evidence and implicaions. Journal of Moneary Economics, v. 1, p , NEWBOLD, P. Precise and efficien compuaion of he Beveridge-Nelson decomposiion of economic ime series. Journal of Moneary Economics, v. 26, p , 199. SAMUELSON, P. Theoreical noes on rade problems. Review of Economic and Saisics, v. 46, p , SHIRVANI, H.; WILBRATTE B. The relaionship beween he real exchange rae and he rade balance: an empirical reassessmen. Inernaional Economic Journal, v.11, n.1, p.39-5, STOCK, J. H.; WATSON, M. W. Tesing for common rends. Journal of he American Saisical Associaion, v. 83, p , TROMPIERI, N. Modelo de endências comuns aplicado ao produo, à axa de câmbio e ao saldo da balança comercial: o caso do Brasil. Tese de Mesrado, CAEN UFC, 22. VAHID, F.; ENGLE, R. F. Common rends and common cycles. Journal of Aplied Economerics, V.8, p , WARNE, A. A common rends model: idenificaion esimaion and inference. Seminar Paper Nº555, IIES, Universiy of Sockolm, Sweden, Esimaion and Tesing for Common Cycles. Working Paper. 8p, dec,

20 APÊNDICE Exração dos Ciclos Comuns A meodologia uilizada para exrair os ciclos comuns será baseada em Issler e Vahid (21). Considere a equação (1) abaixo: * y = C(1) ε s + C ( L) ε s= = T + C (A.1) Considere agora o caso especial de n = r + s, e omando as co-caracerísicas e as combinações coinegranes obêm-se: ~ α ~ α T = (A.2) α α C ~ α A mariz n n possui rank compleo e é inversível. Paricionando as colunas α da inversa da mariz A, A = [ ~ α α ] 1, e pré-muliplicando as co-caracerísicas e as 1 combinações coinegranes por A, obêm-se a decomposição da endência e dos ciclos comuns: 1 y ( ) ( ) = A Ay = ~ α ~ α y + α α y (A.3) Iso implica que T = ~ α ~ α y e C = α α y, ou seja; a endência e os ciclos são combinações lineares simples de y. Observe que o primeiro ermo em (A.3) depende apenas das combinações cocaracerísicas, enquano o segundo é função das combinações coinegranres. Iso significa que o primeiro ermo gera a endência e o segundo os ciclos. 2