COMPORTAMENTO DO PREÇO NO COMPLEXO SOJA: UMA ANÁLISE DE COINTEGRAÇÃO E DE CAUSALIDADE

Save this PDF as:
 WORD  PNG  TXT  JPG

Tamanho: px
Começar a partir da página:

Download "COMPORTAMENTO DO PREÇO NO COMPLEXO SOJA: UMA ANÁLISE DE COINTEGRAÇÃO E DE CAUSALIDADE"

Transcrição

1 COMPORTAMENTO DO PREÇO NO COMPLEXO SOJA: UMA ANÁLISE DE COINTEGRAÇÃO E DE CAUSALIDADE RESUMO Ese rabalho objeiva esudar o comporameno recene dos preços dos segmenos do complexo soja, em paricular, a ransmissão enre preços domésicos e esrangeiros, a parir de um esudo de séries emporais. Mosram-se as mudanças recenes ocorridas no inerior do complexo, nos segmenos de grãos, farelos e óleo, ano em ermos de produção, quano dos mercados inerno e exerno que provocaram alerações nos preços, em sua média e em sua variância. Pode-se concluir que, enre ouros, que os preços da soja apresenam movimenos muio similares enre as diversas praças, mas que os preços exernos, represenados pelos preços em Chicago parecem preceder os preços domésicos, represenados pela praça São Paulo, mais do que o inverso. Palavras-chave: Preço da soja; Complexa Soja; Análise de Coinegração; Análise de Causalidade. ABSTRACT This paper analysis he recen behavior of prices in Soy Complex, in special, he ransmission beween he domesic price and he foreign price using imes series economerics. I presens he more imporan changes ha have happened in his Complex, in is segmens of bean, bran and oil, in erms of supply as well as he perspecive of inernal and exernal marke ha causes variaions in he mean and variance of he prices. We can remark ha he price of he soy presens very close movemens among he regional markes, bu he exernal price, represened by Chicago, precedes he domesic prices, represened by São Paulo marke, more han he opposie causaliy. Key-words: Price of Soy; Complex of Soy, Coinegraion Analysis, Causaliy Analysis.

2 1. Inrodução A expansão do Complexo Soja pode ser idenificada em dois momenos disinos. Inicialmene, paricularmene na década de 70, al expansão era vinculada à própria formação do complexo, com expansão da produção de grãos volada para aender às agroindúsrias recém insaladas. A produção de soja no Brasil passa de média de 500 mil oneladas, nos anos 60 e começo dos anos 70, para média de 11 milhões de oneladas anuais enre meados dos anos 70 e começo dos anos 80. Desaca-se que al produção aingiu a média anual de 24 milhões de oneladas no final da década de 90. Logo após a consolidação do Complexo Soja, a expansão da produção de grãos passou a responder não somene às necessidades do crescimeno da capacidade de esmagameno do parque indusrial, mas ambém às demandas inernacionais. Em 1984, para uma produção anual de mil oneladas a capacidade de esmagameno era de oneladas/dia; em 1995, a produção anual salou para mil oneladas, enquano que a capacidade de esmagameno subiu para oneladas/dia. Assim, a produção aumenou, nese período, 67%, enquano que a capacidade de esmagameno subiu 26%. Assim, a produção agrícola da soja, que obedecia, aé enão, apenas às necessidades indusriais inernacionais, passou a se aricular às necessidades de processameno inerno diane da possibilidade de exporar o produo in naura ou processado, porém, obedecendo ainda à dinâmica inernacional do mercado de grãos, pois a produção e o processameno da soja apresenam uma ariculação em nível mundial, iso é, a lógica da produção agrícola se aricula às necessidades indusriais, na medida em que obedece aos ineresses do mercado inernacional de grãos e derivados. Em sínese, a produção de grãos de soja cresce de modo a aender não somene ao mercado inerno, conforme demanda das indúsrias de farelo e óleo de soja, como ambém passa a aender ao mercado inernacional, com fore expansão das exporações de grãos. Nese conexo, de grandes ransformações em odos os segmenos do Complexo Soja, que ese rabalho pesquisa o comporameno do preço da soja, em ermos da ransmissão enre os preços inernos e exernos. A seção seguine é reservada para uma apresenação geral desas mudanças recenes que enham afeado a esruura de preços relaivos no Complexo e que, por isso mesmo, podem er configurado uma nova relação de ransmissão enre o mercado inerno e exerno. Na seção rês são apresenados os resulados economéricos, conforme procedimenos em séries emporais, para o período de 1990 a 2000, seguindo análise de coinegração, eses de causalidade no senido Granger e decomposição de variância. Pode-se concluir que, enre ouros, que os preços da soja apresenam movimenos muio similares enre as diversas praças, mas que os preços exernos, represenados pelos preços em Chicago parecem preceder os preços domésicos, represenados pela praça São Paulo, mais do que o inverso Evolução recene do mercado do Complexo Soja A análise dos mercados do Complexo Soja envolve a compreensão de rês momenos: análise sobre o padrão de mercado dos segmenos do complexo, ou seja, se a produção de grãos, farelo e óleo; análise dos preços em ermo absoluo dos rês segmenos básicos do Complexo Soja; análise relaiva enre preços inernos e exernos, como elemeno de decisão sobre o desino da mesma; e o desempenho em ermo de marke share, calculado a parir da razão enre as exporações brasileiras e as exporações mundiais; A parir dos anos 70, com as condições favoráveis conforme incenivos e subsídios oferecidas pelo Governo Federal para o fomeno da insalação de planas de processameno da soja, observou-se, enão, uma aleração da dinâmica inerna: a soja, que era exporada in naura para ser processada e uilizada na produção de proeína animal nos países imporadores, passou a ser processada ambém inernamene. Esa aleração ransforma o farelo de soja brasileiro em um imporane produo, ganhando compeiividade no mercado inernacional e passando a ser, dos produos do complexo soja, o que apresenou maior parcela de sua produção volada para o mercado exerno, como podemos observar na abela 1, que apresena o direcionameno da produção do complexo soja para o mercado exerno.

3 3 Tabela 1 - Mercados de Grão, Farelo e Óleo de Soja Produzidos no Brasil ( ). Em porcenagem ANO GRÃO FARELO ÓLEO MI ME MI ME MI ME ,85 7,66 23,38 78,61 64,59 39, ,64 10,29 21,23 77,74 67,63 38, ,51 19,14 21,00 78,33 65,11 35, ,33 8,57 30,15 71,15 86,30 18, ,90 17,73 26,77 73,79 70,07 37, ,83 14,33 22,09 77,90 75,26 25, ,90 19,11 25,73 75,16 71,03 27, ,92 20,60 23,91 71,97 72,65 29, ,07 12,52 32,27 71,18 86,46 16, ,00 19,24 28,40 71,62 80,95 23, ,41 18,05 26,57 71,59 72,74 23, ,19 21,56 30,13 71,85 68,12 42, ,59 13,47 29,01 67,77 62,84 42, ,12 15,73 32,41 70,76 69,81 33, ,92 31,88 35,92 68,51 76,29 31, ,68 29,57 35,56 62,97 68,67 34, ,39 30,89 38,90 59,90 71,37 33,38 Fone: Cosa (1991), Agrianual (vários anos). Noas: MI = mercado inerno; ME = mercado exerno; Mercado Inerno = consumo/produção. Mercado Exerno = exporação/produção. As produções de farelo e de óleo, oalmene direcionadas para o mercado inerno, anes dos anos 70, passam a ser direcionadas foremene para o mercado exerno. Nos anos 80, farelo e óleo chegaram a er, respecivamene, cerca de 72% e 33% de suas produções voladas para o mercado exerno, enquano apenas 11% dos grãos produzidos foram exporados. As exporações de farelo maniveram-se alas aé meados dos anos 90, alcançando, em média, 81% nos anos 70, 76% nos anos 80 e, nos anos 90, aingindo 71% do oal produzido desinado ao exerior. A queda das exporações pode ser observada ano no segmeno de farelo quano no de óleo, é corresponde a uma ransferência das exporações deses segmenos para o de grão, ou seja, uma subsiuição dos produos processados pelo produo in naura. De modo, podemos noar um crescimeno significaivo do mercado exerno do segmeno de grãos, principalmene a parir de As alerações ocorridas na comercialização do óleo, apesar de erem sido basane expressivas, com a produção oalmene volada para o mercado inerno sendo direcionada ambém para o exerior, não aingiram os paamares alcançados pelo farelo. O direcionameno da produção para o exerior ocorreu de forma mais ímida e nem mesmo meade da produção chegou a ser exporada. No início dos anos 90, a parcela da produção de óleo exporada ainge seu maior valor (40%), mas, como já mencionado, apresena queda poseriormene. É ineressane observar que o aumeno da produção da soja foi acompanhado por alerações expressivas em sua comercialização, não na comercialização da soja in naura, mas sim dos produos resulanes de seu processameno, farelo e óleo. Houve um movimeno de aleração no desino da produção deses ouros dois produos do complexo, com um maior direcionameno para o mercado exerno. Esa aleração, no caso do farelo, consiuiu-se praicamene em uma reversão: de uma produção volada exclusivamene para o mercado inerno, passou a apresenar a maior pare de sua produção exporada.

4 O farelo não apresenou somene maior parcela de sua produção exporada, como apresenado na abela 1, foi ambém o produo com maior paricipação na exporação oal do complexo soja. O farelo foi ambém o único produo a apresenar, ano no caso de desino da produção, como nesa análise de paricipação nas exporações oais do Complexo Soja, valores superiores a 50%. Sua paricipação nas exporações oais do complexo soja, chegou a aingir, em alguns anos, valores superiores a 80%. Ou seja, podemos verificar que além da produção de farelo de soja ser preferencialmene volada para a exporação, foi ese o produo mais exporado do Complexo Soja. Tabela 2 - Exporações de Grão, Farelo e Óleo e Paricipação na Exporação Toal do Complexo Soja Brasileiro ( ) Em oneladas méricas ANO GRÃO EXPORTAÇÃO FARELO EXPORTAÇÃO ÓLEO EXPORTAÇÃO EXPORTAÇÃO RELATIVA RELATIVA RELATIVA TOTAL C. SOJA , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , Fone: Agrianual, vários anos. O óleo de soja aingiu sua maior paricipação na exporação oal do Complexo Soja no ano de 1995 (10,31%). Na maior pare dos anos, sua paricipação no oal da exporação do complexo eseve em orno de 6%. Para uma avaliação ainda mais dealhada da paricipação relaiva do grão, farelo e óleo de soja nas exporações do complexo, apresenaremos os dados das exporações absoluas do Complexo Soja, no mesmo período, divididas por cada um deses produos que o consiuem. As exporações do Complexo Soja seguem em ala por odo o período analisado, paricularmene após a década de 1980, conforme abela 2. Conudo, após 1997, as exporações do Complexo Soja são niidamene puxadas pelas exporações de grão, em derimeno das exporações de farelo e óleo. Noe que, enquano as exporações de farelo se maninham em orno de mil oneladas anuais ( ), e as exporações de óleo apresenam uma ligeira queda, de média de mil oneladas anuais ( ) para uma média anual de mil oneladas ( ). Nese mesmo período, as exporações de grãos salam de média anual de mil oneladas anuais ( ) para mil oneladas anuais ( ). Analisando-se as paricipações dos segmenos de grãos, farelo e óleo de soja nas exporações do Complexo, há uma níida subsiuição enre oferecer ao mercado exerno a soja in naura ou processada como farelo ou óleo, conclusão a que podemos chegar analisando a abela 2. Podemos confirmar que há uma clara mudança na paricipação dos grãos nas exporações do Complexo Soja a parir de Isso se manifesa ano em ermos relaivos, quano absoluos, ou seja, não somene há um grande salo das exporações de grãos, de 3,6 milhões de oneladas méricas para 8,3, de 1996 para 1997, quano iso implica em uma subsiuição das exporações de farelo e óleo por grãos. De forma que farelo apresena uma queda de paricipação na exporação oal do complexo de 69,49% para 51,48%, de 1996 para

5 Em que medida esa subsiuição pode ser explicada pelo comporameno dos preços no Complexo Soja? Uma primeira aproximação para esa discussão pode ser feia a parir da análise dos preços inernos e exernos praicados. Anes, porém, cabe invesigar as alerações, em ermos de mercado, verificadas no inerior dese Complexo. Nouras palavras, é preciso considerar se houve alguma mudança significaiva na paricipação dos rês segmenos as exporações dese Complexo, ou mesmo se se verificou alguma aleração em ermos de marke share, enre ouros. Analisaremos, agora, o direcionameno da produção do Complexo Soja para o mercado exerno. Aravés do marke share, verificaremos a paricipação da exporação dos rês segmenos do complexo (grão, farelo e óleo de soja) no mercado inernacional, bem como conrapomos, de modo analíico, as exporações nacionais e mundiais e suas axas de crescimeno. Tabela 3 - Exporação Nacional e Mundial do Complexo Soja, Taxa de Crescimeno e Paricipação no Mercado Inernacional do Grão, Farelo e Óleo de Soja Brasileiros ( ) Fone: Agrianual, vários anos. 5 SOJA FARELO OLEO ANO EXPORT. TCA EXPORT. TCA MARKET EXPORT. TCA EXPORT. TCA MARKET EXPORT. TCA EXPORT. TCA MARKET BRASIL (%) MUNDO (%) SHARE BRASIL (%) MUNDO (%) SHARE BRASIL (%) MUNDO (%) SHARE , , , , , , , , , , , , , , , , ,35 33, , ,54 17, , ,77 19, , ,08 37, , ,34 22, , ,82 14, , ,06 34, , ,15 22, , ,76 7, , ,52 27, , ,60 11, , ,67 13, , ,17 29, , ,80 14, , ,99 13, , ,83 32, , ,64 17, , ,91 19, , ,95 35, , ,01 30, , ,83 10, , ,41 35, , ,57 28, , ,43 11, , ,12 34, , ,98 25, , ,09 22, , ,82 30, , ,79 19, , ,09 22, , ,89 25, , ,03 17, , ,95 24, , ,80 24, , ,16 17,68 O produo que apresena maior paricipação no mercado inernacional, maior marke share, é o farelo de soja, sendo ambém o produo cuja maior parcela da produção é exporada. Enreano, no final dos anos 90, a inserção do farelo no mercado mundial diminui, enquano a paricipação do grão nas exporações do Complexo aumenou. Apesar da queda na paricipação apresenada pelo farelo de soja, ese ainda se maneve como o produo do Complexo com maior marke share. Apenas a parir desa queda de paricipação no mercado verificada para o farelo e, paralelamene, aumeno da paricipação do grão, que ese marke share passou a se apresenar superior ao do óleo de soja ( ). O marke share do óleo de soja, porano, apresenou-se, de 1988 aé o ano de 1996, superior ao do grão, e o do farelo, por sua vez, superior a ambos. Em 1997, a siuação enre óleo de soja e o grão enconra-se modificada, de forma que o segundo passa a apresenar maior paricipação no mercado mundial. A aleração da paricipação no mercado do farelo de soja, no final dos anos 90, é decorrene de movimenos da exporação brasileira e mundial em senidos inversos: enquano a exporação brasileira de farelo diminui durane esse período, a exporação mundial aumena, como podemos observar pela abela 4. Em sínese, verificamos uma subsiuição de paricipação no mercado inernacional enre os segmenos de grãos, farelo e óleo de soja. Para uma melhor visualização do marke share dos produos do complexo soja, veja os gráfico 1, logo abaixo.

6 6 Gráfico 1 - Paricipação brasileira no Mercado Mundial do Grão, Farelo e Óleo de Soja ( ) MARKET SHARE 90,00 80,00 70,00 60,00 50,00 40,00 30,00 20,00 10,00 0,00 ÓLEO FARELO GRÃO ANO Fone: Agrianual, vários anos. Noas: Mss = Marke Share do Grão da Soja; Msf = Marke Share do Farelo de Soja; Mso = Marke Share do Óleo de Soja. Enende-se por marke-share a razão enre exporações brasileiras e as exporações mundiais Avançando na verificação da esruura de preços no inerior do Complexo Soja, oura imporane análise diz respeio à relação de roca enre o produo soja e seus insumos. Percebemos que não há uma aleração significaiva na esruura de preços relaivos insumo/soja no inerior do complexo. Apenas nos anos de 1996 e 1997 ocorre pequena aleração no preço relaivo da soja e colheiadeira. Assim, em odo o período o preço se maném praicamene esável, em ermo de sacas necessárias para a compra dos insumos, verificando-se apenas pequenas alerações, possivelmene referenes à aleração no preço do insumo. Comparando-se a produção brasileira e suas axas de crescimeno para os segmenos do Complexo podemos perceber que o grão de soja, em relação ao óleo, mesmo com menor porcenagem de sua produção desinada ao mercado exerno (abela 1), apresena paricipação praicamene igual ao óleo no oal exporado pelo Complexo (abela 2). A produção nacional de grão apresena maior parcela de paricipação na produção mundial que a de farelo de soja. Podemos concluir enão, que a produção brasileira maneve-se relaivamene esável em relação á produção mundial, independene do segmeno do Complexo Soja, além disso, conforme a abela anerior, não há um ganho de mercado exerno (marke share) generalizado nos segmenos, mas sim uma subsiuição. Tabela 4 - Relações de Troca 1 Meios de Produção/Soja ( ) Médias anuais COLHEITADEIRA (2) FERTILIZANTE (3) TRATOR (4) , , , , , , Fone: Secrearia de Políica Agrícola - SPA Noas: (1) Indica a quanidade de saca de soja 60 Kg necessária para adquirir cada um dos insumos; (2) Poência considerada: 120 CV; (3) Ferilizane considerado em onelada: ; (4) Poência considerada: 75 CV (2x4)

7 Tabela 5 - Produção, Taxa de Crescimeno Anual e Paricipação na Produção Mundial, da Soja, Farelo e Óleo Brasileiros ( ) SOJA FARELO ÓLEO ANO PRODUÇÃO TCA(%) PARTICIP. PRODUÇÃO TCA(%) PARTICIP. PRODUÇÃO TCA(%) PARTICIP. BRASIL () RELATIVA BRASIL () RELATIVA BRASIL () RELATIVA , , ,07 16, , ,18 17, ,04 15, ,04 17, ,01 24, ,38 19, ,38 20, ,00 18, ,66 17, ,66 18, ,41 14, ,41 14, ,41 15, ,14 18, ,01 16, ,01 16, ,66 19, ,66 17, ,66 18, ,75 21, ,72 18, ,72 19, ,49 18, ,28 19, ,28 20, ,58 18, ,02 18, ,02 19, ,81 19, ,88 16, ,87 17, ,89 19, ,51 15, ,50 16, ,95 19, ,38 15, ,38 16,63 Fone: Agrianual, vários anos. Quano às relações comerciais inernacionais, a análise dos países que compõem nosso mercado exerno deve passar pela quesão da concenração de desino, e da convergência deses desinos. Quano à concenração de desino, o Complexo Soja apresena o comporameno padrão das exporações brasileiras em seu conjuno, expora "para o mundo". As exporações brasileiras são desinadas a diferenes áreas dos mercados mundiais, caracerizando o Brasil como um global rade e, porano, um mercado mais formador do que omador de preços. Observando os dados da abela 6 percebemos que o Complexo Soja, em seu conjuno, apresena uma concenração fore no desino de suas exporações, 64% das exporações de grãos é desinada a apenas quaro países. Quano à convergência regional dos desinos, esa é pequena. Com exceção da China, que represena 10% das nossas exporações de grãos, 12% das exporações de farelo e 13% das exporações de óleo. A Espanha e a Alemanha, apesar de boa represenação em grãos, 10,3% e 11,8%, e em farelo, 6,3% e 7,2%, não são compradoras de óleo. Em menor inensidade de comércio esse mesmo fenômeno ocorre para Iália e Japão. Tabela 6 - Desino das Exporações Brasileiras do Complexo Soja (1998) 7 FARELO Países Toneladas Par. Rel.% Ranking Toal Países Baixos ,185 1 França ,575 2 China ,045 3 Alemanha ,253 4 Espanha ,301 5 Dinamarca ,010 6 Reino Unido ,448 7 Iália ,137 8 Japão ,991 9 Bélgica , Hungria , Turquia , Arábia Saudia , Tailândia , Uruguai , GRÃO Países Toneladas Par. Rel.% Ranking Toal Países Baixos ,049 1 Alemanha ,800 2 Espanha ,303 3 China ,189 4 Bélgica ,676 5 Taiwan ,556 6 Reino Unido ,339 7 Iália ,566 8 Japão ,104 9 França , Porugal , Tailândia , México , Noruega , Uzbequisão , ÓLEO Países Toneladas Par. Rel.% Ran Toal Irã ,366 China ,178 Bangladesh ,756 Egio ,018 Paquisão ,323 India ,817 Malásia ,261 Marrocos ,444 Senegal ,381 Países Baixos ,137 Turquia ,025 Hong Kong ,004 Maurício ,670 Argélia ,536 África do Sul ,439 Fone: Agrianual 2000.

8 8 3. Traameno Economérico Fone de Dados Os dados uilizados nese rabalho foram obidos na publicação Agrianual (FNP Consuloria, diversos anos) e dizem respeio aos preços recebidos pelo produor, coados em dólares americanos, e referenes a rês produos do Complexo Soja: grão, farelo e óleo de soja bruo. Os dados esão expressos em dólares americanos por saca de 60 Kg (US$/saca) para os grãos de soja e dólares americanos por onelada (US$/) para farelo e óleo de soja. As séries emporais para os preços dos rês segmenos do Complexo Soja são de 1990 a 2000, de freqüência mensal e obidas para a praça São Paulo como represenaiva do mercado inerno e para a praça Chicago como proxy do mercado exerno. Para faciliar a apresenação dos dados, eses receberam uma simbologia: odos apresenam p como primeira lera (referene a preço), seguida, enão, por uma lera correspondene ao produo analisado f para farelo, o para óleo bruo e s para a soja em grão. Para idenificação do local acrescena-se "sp" para o Esado de São Paulo e para Chicago emos ch". Assim, o preço do grão de soja em São Paulo, por exemplo, é apresenado como pssp. Análise Gráfica Preliminar Trabalhos economéricos baseados em séries emporais supõem que as séries envolvidas sejam esacionárias. Os procedimenos adoados para idenificar a exisência, ou não, desa propriedade nas séries iniciaram-se com a análise gráfica. Os preços apresenam um claro movimeno conjuno e oscilam basane em orno de um mesmo inervalo de valores aé Nese ano, podemos observar um movimeno de queda seguido por ouro de inensa ala, que não se maném a parir de 1998, quando percebe-se uma fore endência baixisa. Noe que o preço médio oscila em orno de US$ 10,06/saca aé 1995 e se eleva aé US$ 17,01/saca em dezembro de A parir de enão, inicia-se uma acenuada queda aé aingir o preço de US$ 8,06/saca em Março de 1999; quando vola a subir. Gráfico 2 - Preço Domésico dos Grãos de Soja. ( ) Em US$/saca 60 kg. Fone: FNP Consuloria,diversos anos. Noa: pssp= preço da soja em grãos em São Paulo; pspr = preço da soja em grãos Paraná; psm = preço da soja em grãos no Mao Grosso; psms = preço da soja em grãos no Mao Grosso do Sul; psgo = preço da soja em grãos em Goiás; e psrs = preço da soja em grãos no Rio Grande do Sul.

9 9 Gráfico 3 - Preço Inernacional dos Grãos de Soja. ( ) Em US$/saca 60 kg. Fone: FNP Consuloria, diversos anos. Noas: pspp = preço da soja em grãos no Poro Paranaguá; psch = preço da soja em grãos em Chicago; pspa = preço da soja em grãos nos Poros Argeninos; e psgm = preço da soja em grãos no Golfo do México. A oscilação dos preços inernacionais, aé dezembro de 1995, apresena-se menor que a observada nos preços domésicos. Enquano que, no Brasil, o desvio padrão dos preços esava em 1,10, no mercado exerno (considerando-se Chicago, Poro Paranaguá, Poros Argeninos e Golfo do México) os preços oscilavam com um desvio padrão de 0,97. Um movimeno de ala ocorre durane odo o ano de 1994 e, depois de volarem aos valores observados aneriormene, os preços apresenam um período de pico que não se maném, endendo a fore queda assim como ocorreu para os preços domésicos. Quando os preços se elevam em 1996 e 1997, no Brasil a média é US$ 14,50/saca e no mercado exerno de US$ 17,27/saca; quano às oscilações, o desvio padrão no Brasil era de 1,59 e no exerior de0,90. No ano de 1997, quando os preços esão mais elevados, a média observada nos preços domésicos é de US$ 15,24/saca e do mercado exerno US$ 17,43/saca. Em 1998, observa-se a queda dos preços, chegando, em 1999, à média de US$ 8,48/saca no Brasil e US$ 10,58/saca no mercado exerno. Tabela 7. Esaísica Básica dos Preços do Grão de Soja ( ) a) Preço do Grão de Soja na Praça São Paulo Ano 1990 (1) a 1994 (12) 1995 (1) a 1997 (12) 1998 (1) a 1999 (8) Média ,75 10,59 Desvio Padrão ,47 1,78 Coef. de Variação 0,1026 0,1796 0,1681 Assimeria Curose Mínimo ,20 8,32 Máximo ,40 15,48 Normalidade Chi2(2)= [0.0033] ** [0.1248] 2.99 [0.2238] b) Preço do Grão de Soja na Praça Paraná Ano 1990 (1) a 1994 (12) 1995 (1) a 1997 (12) 1998 (1) a 1999 (8) Média 11,02 13,69 10,94 Desvio Padrão 1,31 2,65 1,69 Coef. de Variação 0,1189 0,1936 0,1545 Assimeria Curose Mínimo 9,23 8,54 8,64 Máximo 15,78 17,73 14,83 Normalidade Chi2(2)= 7.53 [0.0232] * 4.07 [0.1309] 0.25 [0.8823]

10 10 c) Preço do Grão de Soja na Praça Mao Grosso Ano 1990 (1) a 1994 (12) 1995 (1) a 1997 (12) 1998 (1) a 1999 (8) Média 8,65 11,86 8,92 Desvio Padrão 1,29 2,80 1,43 Coef. de Variação 0,1491 0,2361 0,1603 Assimeria Curose Mínimo 6,47 7,23 7,00 Máximo 13,55 17,40 12,27 Normalidade Chi2(2)= 8.48 [0.0144] * 2.02 [0.3647] 0.63 [0.7286] d) Preço do Grão de Soja na Praça Mao Grosso do Sul Ano 1990 (1) a 1994 (12) 1995 (1) a 1997 (12) 1998 (1) a 1999 (8) Média 9,54 12,71 9,84 Desvio Padrão 1,22 2,55 1,69 Coef. de Variação 0,1279 0,2006 0,1717 Assimeria Curose , Mínimo 7,84 8,40 7,83 Máximo 12,10 16,62 14,23 Normalidade Chi2(2)= [0.0031] ** 3.86 [0.1453] 1.58 [0.4536] e) Preço do Grão de Soja na Praça Goiás Ano 1990 (1) a 1994 (12) 1995 (1) a 1997 (12) 1998 (1) a 1999 (8) Média 10,92 13,91 10,96 Desvio Padrão 1,28 2,66 1,99 Coef. de Variação 0,1172 0,1912 0,1816 Assimeria Curose -1, Mínimo 8,81 8,70 7,63 Máximo 13,35 17,85 15,45 Normalidade Chi2(2)= [0.0060] ** 6.08 [0.0477] * 0.61 [0.7359] f) Preço do Grão de Soja na Praça Rio Grande do Sul Ano 1990 (1) a 1994 (12) 1995 (1) a 1997 (12) 1998 (1) a 1999 (8) Média 9,28 12,27 9,64 Desvio Padrão 1,24 2,33 1,75 Coef. de Variação 0,1336 0,1899 0,1815 Assimeria Curose Mínimo 7,40 7,88 7,45 Máximo 13,87 16,35 14,57 Normalidade Chi2(2)= 8.04 [0.0179] * 2.09 [0.3521] 3.72 [0.1557] Gráfico 3 - Preço do Farelo de Soja no Mercado Inerno e Exerno. ( ) Em US$/onelada. Fone: FNP Consuloria, diversos anos. Noas: pfch = preço do farelo de soja em Chicago; pfsp = preço do farelo de soja em São Paulo; pfpp = preço do farelo de soja no Poro Paranaguá.

11 11 Para o farelo de soja, de 1990 a 1994, observamos, nesa análise gráfica preliminar, que os preços em São Paulo apresenam-se basane insáveis e não acompanham o movimeno apresenado pelos demais preços. Esa siuação se repee no movimeno de pico que ocorre a parir de 1995 e, como nos demais casos, não se maném. É imporane ressalar, enreano, que ese movimeno de aumeno de preços verificado para o farelo ocorre com maior inensidade, permiindo desacar uma clara mudança no paamar dos preços e na variabilidade deses. Tabela 8 - Esaísica Básica dos Preços do Farelo de Soja ( ) a) Preço do Farelo de Soja na Praça Poro Paranaguá Ano 1990 (1) a 1994 (12) 1995 (1) a 1998 (8) 1998 (9) a 2000 (8) Média Desvio Padrão Coef. de Variação Assimeria Curose Mínimo Máximo Normalidade Chi2(2)= 2.16 [0.3393] 11.8 [0.0027] ** 3.64 [0.1613] b) Preço do Farelo de Soja na Praça São Paulo Ano 1990 (1) a 1995 (4) 1995 (5) a 1998 (7) 1998 (8) a 2000 (8) Média Desvio Padrão Coef. de Variação Assimeria Curose Mínimo Máximo Normalidade Chi2(2)= 6.70 [0.0350] * 8.67 [0.0131] * 8.31 [0.0157] * c)preço do Farelo de Soja na Praça Chicago Ano 1990 (1) a 1995 (2) 1995 (3) a 1998 (5) 1998 (6) a 2000 (8) Média Desvio Padrão Coef. de Variação Assimeria Curose Mínimo Máximo Normalidade Chi2(2)= 8.33 [0.0155] * 2.09 [0.3500] 1.43 [0.4885] Fone: FNP Consuloria, diversos anos. Como podemos observar, conforme as esaísicas básicas apresenadas na abela 8, o valor médio de preço para São Paulo, aé 1994, é de US$182,97/on. (b), enquano que para o Poro de Paranaguá apresena-se em US$162,7/on (a). Durane o movimeno de pico o maior valor médio ambém é o de São Paulo, US$221,62/on. Assim, o comporameno dos preços sofre aleração em seu padrão a parir de 1994, aé enão se apresenava em um paamar inferior ao verificado após a apreciação do câmbio ocorrido no Plano Real; é ineressane observar ambém que, a parir de 1998, os preços apresenam-se em um erceiro paamar, inferior aos valores praicados aé Os preços do óleo de soja apresenam, assim como os preços de grãos e farelo, aumeno em seu paamar a parir de Ese movimeno de aumeno apresena pequena inversão, mas há recuperação aé 1999, quando os preços passam a declinar.

12 12 Gráfico 4 - Preço Inerno e Exerno do Óleo de Soja ( ) Em US$/onelada. Fone: FNP Consuloria, diversos anos. Noas: poch: preço do óleo de soja em Chicago; posp: preço do óleo de soja em São Paulo; e popp: preço do óleo de soja no Poro Paranaguá. Tabela 9 - Esaísica Básica dos Preços do Óleo de Soja ( ) a) Preço do Óleo de Soja em São Paulo Ano 1990 (1) a 1994 (1) 1994 (2) a 2000 (8) Média Desvio Padrão Coef. de Variação Assimeria Curose Mínimo Máximo Normalidade Chi2(2)= [0.0000] ** [0.5901] b) Preço do Óleo de Soja em Poro Paranaguá Ano 1990 (1) a 1993 (5) 1993 (6) a 2000 (8) Média Desvio Padrão Coef. de Variação Assimeria Curose Mínimo Máximo Normalidade Chi2(2)= [0.0000] ** [0.1059] c) Preço do Óleo de Soja em Chicago Ano 1990 (1) a 1993 (7) 1993 (8) a 2000 (8) Média Desvio Padrão Coef. de Variação Assimeria Curose Mínimo Máximo Normalidade Chi2(2)= [0.4815] [0.0002] ** Fone: FNP Consuloria, diversos anos. Realizou-se a escolha do preço represenaivo para as praças nacionais e inernacionais levando em consideração os coeficienes de correlação enre eles, apresenados na abela 10. Podemos observar, na abela 10a, que o coeficiene de correlação enre os preços dos grãos da soja na praça São Paulo e nas demais praças inernas é basane alo, ulrapassando os 90% de correlação; apenas o Esado de Mao Grosso é uma exceção, com seus preços apresenando uma correlação de 87% com os preços praicados

13 em São Paulo. Uma vez que esa correlação ambém é muio ala, o preço na São Paulo foi selecionada como represenaiva das demais praças inernas 1. Tabela 10 - Coeficiene de Correlação enre os Preços dos Grãos de Soja ( ) 13 a) Preços Nacionais dos Grãos de Soja praça pssp pspr psm psms psgo psrs pssp 1.00 pspr psm psms psgo psrs b) Preços Inernacionais dos Grãos de Soja praça pspp psch pspa psgm pspp 1.00 psch pspa psgm Os coeficienes de correlação enre os preços inernacionais, na Tabela 9b, demonsram que o preço em Chicago apresena ala correlação com os demais, sendo o coeficiene de correlação um pouco inferior apenas em relação aos preços nos Poros Argeninos, 89%. Ainda assim, jusifica-se a uilização, como referência, dos preços praicados em Chicago, ambém pela imporância que ese mercado apresena no cenário inernacional. Assim, os demais procedimenos referenes à análise gráfica inicial, esarão considerando os preços de referência para os mercados inerno e exerno: São Paulo e Chicago. Tese de Esacionaridade O procedimeno para idenificar esacionaridade é conhecido como ese de raiz uniária. A finalidade é esar a exisência de uma raiz uniária em y quando o processo gerador da série é expresso T por: y = α + β + ρ y + Θ y + ε (1) 1 i = 1 i O número de ermos de diferença defasados, como y = ( y y ), ou y ( y y ) = 2 3 serem incluídos é deerminado empiricamene: a idéia é incluir ermos suficienes de modo que o ermo de erro seja serialmene independene. Sob a hipóese nula de Ho: ρ=1, com disribuição segundo Fuller (1976) para os valores críicos das esaísicas de ese ADF, os eses de raiz uniária serão aqui apresenados, resumidamene, em forma de abela 11. Tabela 11 - Tese de Raiz Uniária das Séries Temporais ( ) VARIÁVEL LAGS ADF DW N VALORES CRÍTICOS RESULTADO 5% 1% LPSSP 13-2,41 2, ,453-4,049 não esacion. LPSCH 0-0,9229 1, ,449-4,04 não esacion. LPOSP 11-1,541 2, ,453-4,049 não esacion. LPOCH 0-0,9571 1, ,449-4,04 não esacion. LPFSP 12-2,771 2, ,453-4,049 não esacion. LPFCH 0-1,271 1, ,449-4,04 não esacion. DLPSSP 0-9,259 1, ,449-4,04 esacionária DLPSCH 0-9,292 1, ,449-4,041 esacionária DLPOSP 0-7,4 1, ,449-4,041 esacionária DLPOCH 0-9,762 1, ,449-4,041 esacionária DLPFSP 0-8,565 2, ,449-4,041 esacionária DLPFCH 0-10,46 1, ,449-4,041 esacionária 1 Há ambém a jusificaiva da perspeciva das esraégias de arbiragem em bolsas de fuuros, quando os invesidores realizam operações enre os preços de São Paulo e os de Praça Chicago, por cona exclusivamene das bolsas de fuuros (BM&F e, a

14 Análise de Coinegração Trabalhar com as séries em nível, inegradas de primeira ordem, como as séries emporais desa pesquisa, embora permia capar as relações de longo prazo enre as variáveis, produz muio provavelmene o fenômeno das regressões espúrias. Por ouro lado, a regressão uilizando a primeira diferença, uma vez que as séries emporais são esacionárias em primeira diferença, embora elimine a possibilidade de regressões espúrias, provoca a perda da relação de longo prazo. Uma siuação em que se pode rabalhar com o nível das séries sem correr o risco de regressões espúrias ocorre quando as séries são coinegradas, daí a imporância da análise de coinegração, pois "um ese para coinegração pode ser pensado como um pré-ese para eviar siuações de 'regressão espúria'". (Granger, apud Gujarai, 2000:732). Conforme Engle e Granger (1987), a definição de coinegração é a seguine: seja x um veor (N x 1), os componenes de x são dios coinegrados de ordem (d, b), denoado por x ~ CI (d, b), se: 1) odos os componenes de x são I (d); e 2) exise um veor α 0 al que z = α x ~ I (d - b), b > 0. O veor α é chamado veor de coinegração. Assim, a definição de coinegração requer, em primeiro lugar, que odas as variáveis do modelo sejam inegradas de mesma ordem. A segunda condição é que a combinação linear das variáveis do modelo resule em uma série cuja ordem de inegração é menor do que as das séries originais (Hendry & Juselius, 1999). Isso não basa, porém, para garanir o equilíbrio de longo prazo enre as funções, é necessário que as duas manenham, ao longo do empo, uma disância aproximadamene consane, elas devem mover-se de forma sincronizada, e para que iso ocorra, o resíduo ε em que ser inegrado de ordem zero. Assim, se ε ~ I(0), os resíduos da regressão serão esacionários. Uma vez que há necessidade de idenificar a esacionaridade das séries, a primeira eapa do ese de coinegração corresponde à aplicação da raiz uniária para esar a ordem de inegração de cada série, procedimeno já realizado. Caso se conclua que as séries emporais apresenam a mesma ordem de inegração, passa-se para a segunda eapa, que consise em verificar se os resíduos são de ordem I(0), ou seja, se as variáveis se coinegram conforme o procedimeno Engle-Granger. Tais resíduos são os próprios resíduos da regressão esimada por mínimos quadrados ordinários. A hipóese nula desa segunda eapa do ese de coinegração é: H 0 : as séries não são coinegradas ou H 1 : as séries são coinegradas Engle e Granger recomendam duas formas para esar a hipóese H 0, quais sejam, o ese de Dickey-Fuller Aumenado e a esaísica de Durbin-Wason, ambos elaborados sobre os resíduos. Nese rabalho, adoaremos, o ese Dickey-Fuller Aumenado. Mosrando-se que as séries são coinegradas, ou seja, que há uma relação de equilíbrio a longo prazo enre elas, a curo prazo, enreano, pode haver desequilíbrio. Porano, podemos raar o ermo erro correspondene às séries esadas como coinegradas, como um "erro de equilíbrio". E podemos usar esse erro para ligar o comporameno da série a curo prazo com seu valor a longo prazo, como um Mecanismo de Correção de Erros, que corrige quano ao desequilíbrio, resulando em um modelo que consise em um Modelo de Correção de Erros. O resíduo dese novo modelo, por sua vez, ambém deve ser um ruído branco. Procuramos, ambém, idenficar momenos de choques ransiórios, e os conrolamos com variáveis dummies. Esas variáveis visam capar diferenes ocorrências, enre elas, efeios emporários, como mudanças de esações, de políicas econômicas, ocorrências muio prováveis para esa análise, diane do assuno esudado. Serão realizadas análises de coinegração para os rês segmenos do Complexo Soja (soja em grão, farelo de soja e óleo de soja), visando idenificar as relações de equilíbrio de longo prazo enre os preços domésicos e exernos. Lembrando que os preços praicados nas praças São Paulo e Chicago são represenaivos dos preços domésicos e exernos, respecivamene. Iniciamos a invesigação a parir de um modelo em nível, ou seja, para as séries emporais inegradas de primeira ordem. Neses ermos, começamos por um modelo mais geral, com cinco CBOT). Assim, nossa análise de preço conempla muio mais esa dimensão financeira do problema da escolha dos mercados regionais do que uma quesão de políica agrícola em seu senido mais amplo. 14

15 defasagens e reduzimos aé alcançar apenas uma defasagem, sendo que a redução do modelo é verificada a parir do Tese F, que em por finalidade esar o efeio conjuno das variáveis explicaivas sobre a dependene. A parir diso, escolhemos, enão, o modelo para a esimação do veor de coinegração. Os resulados da análise de coinegração serão apresenados a parir do esudo do comporameno do preço da soja em grãos, sendo que, para os ouros dois segmenos do complexo, farelo de soja e óleo de soja, os resulados são obidos seguindo os mesmos procedimenos. Desaca-se que para oda a análise que segue foi aplicado o logarimo nas séries emporais. Sendo assim, a especificação da equação geral para esimar o veor de coinegração é a seguine: pi = β 0 + β 1 pi β 5 pi 5 + γ 1 pj γ 5 pj 5 + ε (2) sendo β 0 = consane; pi = logarímo do preço do grão, farelo ou óleo de soja na praça de São Paulo; pj = logarímo do preço do grão, farelo ou óleo de soja na praça de Chicago; e ε = resíduo gaussiano. Observando-se, primeiramene, a esaísica de Tese F, emos enão a seqüência de esimações que segue abaixo 2. Foram procedidas ambém especificações e esimações do VAR (veores Auorregressivos), quando odas as variáveis são raadas como endógenas, em especial um VAR de quina ordem, que segue a forma maricial genérica: X = Π1 X 1 + Π 2X Π5X 5 + ΦD + Σ (3) sendo X o veor de variáveis endógenas, Π marizes dos parâmeros, represena odas as variáveis deerminísicas do modelo como a consane e a endência, e Σ a mariz de resíduos gaussianos com zero e variância Ω consane. Selecionamos um VAR(1), ou seja, com apenas uma defasagem, conforme criérios de informação (Criério de Schwarz e de Hannan-Quinn) Tabela 12 - Tese F para Análise da Redução do Modelo em Nível Equação (2) DEFASAGEM GRÃO FARELO ÓLEO LPSSP LPFSP LPOSP 5 75,338 92,861 85, ,00 114,81 102, ,97 143,41 133, ,25 198,95 173, ,56 281,87 261,41 Noa: LPSSP = logarimo do preço do grão de soja na praça São Paulo; LPFSP = logarimo do preço farelo de soja na praça São Paulo; e LPOSP = logarimo do preço do óleo de soja na praça São Paulo. 3. D 15 Como podemos observar, para os rês segmenos do Complexo Soja, o modelo selecionado, a parir do Tese F, foi o que apresenou apenas uma defasagem. Assim, os resíduos dos modelos com apenas uma defasagem, para odos os segmenos do Complexo consisem nos Mecanismos de Correção de Erros. Eses serão aplicados, poseriormene, na equação de curo prazo, ou seja, na equação em diferença 4. Nese momeno, vola-se para a esimação do modelo de curo prazo, cuja especificação é a seguine: ( a ) pi = β 0 + β 1 pj β 5 pj 5 + u 1 (3) ( b ) pj = γ + γ pi γ pi + u Enquano realizadas as esimações do modelo em nível, conforme equação geral 2, foram enconrados R 2 (coeficienes de deerminação) basane elevados, próximos de 1. Uma vez que os Teses de Raiz Uniária (Tese ADF- Dickey-Fuller Aumenado) mosraram que as séries em nível não são esacionárias, ais esimações em nível expressam o fenômeno da regressão espúria. 3 Todos os eses economéricos foram realizados com uso do programa PcGive (2001), versão Uma vez que o logarimo foi aplicado a odas as séries, os coeficienes angulares obidos na esimação da equação em diferença expressam adequadamene a noção de elasicidade a parir do coeficiene de inclinação.

16 onde: β 0, γ 0 = consanes; p i = primeira diferença do logarimo do preço do grão, farelo ou óleo de soja na praça São Paulo; p j = primeira diferença do logarimo do preço do grão, farelo ou óleo de soja na praça Chicago; u 1 e u 2 = resíduos gaussianos 5. Assim, o modelo de curo prazo, em diferença, é reespecificado com a presença do Mecanismo de Correção de Erros (ECM -1 ). De forma que a equação do Modelo de Correção de Erros correspondene é a seguine: ( a) pi = α 0 + β pi ECM ε 1 (4) ( b) pj = γ + β pj ECM + ε onde: α 0, γ 0, β= consanes; pi = primeira diferença do logarimo do preço de grãos, farelo ou óleo de soja na praça São Paulo; pj = primeira diferença do logarimo do preço de grãos, farelo ou óleo de soja na praça Chicago; ECM 1- = resíduo da equação em nível do logarimo do preço de grãos, farelo ou óleo de soja na praça São Paulo com uma defasagem, Mecanismo de Correção de Erros ; ECM 2-2 = resíduo da equação em nível do logarimo do preço de grãos, farelo ou óleo de soja na praça Chicago, com uma defasagem, ou, o Mecanismo de Correção de Erros; eε 1, ε 2 = resíduos gaussianos. Conforme resulados apresenados na abela 13, odos os modelos obidos foram Modelos de Curo Prazo, uma vez que, na avaliação da significância do componene de longo prazo, o ECM, aravés do ese, que ese não é esaisicamene significaivo para os rês segmenos do Complexo Soja (grãos, farelo e óleo). Desaca-se que mesmo as esimações em procedimeno VAR para análise de coinegração segundo meodologia Johansen & Juselius (Hendry & Juselius, 1999; Juselius, 1999), conforme esaísicas de ese do Traço e do Máximo Auovalor, não foi possível aceiar a hipóese de exisência de um veor coinegrane. Em um caso em que se aceiaria a hipóese nula de exisência de um veor coinegrane, para a equação do preço do farelo de soja, ainda assim, o veor não foi esaisicamene significaivo para o modelo final de correção de erros. Vale um comenário sobre as elasicidades obidas nas esimações das equações de preços. No caso do preço da soja em grãos, observa-se que as mudanças do preço inerno afeam menos inensamene o mercado exerno do que o conrário. Assim, para cada 1% de aleração no preço de Chicago, o preço de São Paulo alera-se 0,24%, enquano que para cada 1% de mudança no preço de São Paulo o preço de Chicago é afeado em 0,15%. Também para o farelo e o óleo de soja os efeios de alerações nos preços nacionais são menos inensos sobre os preços inernacionais que o inverso. Sendo assim, enquano a mudança de 1% no preço inernacional do farelo de soja afea o preço nacional em 0,62%, as mudanças sofridas pelos preços inernacionais, diane de aleração dos preços nacionais em 1%, é de apenas 0,21%. Para os preços do óleo se soja, a dimensão da inensidade com que mudanças no preço inerno e exerno se afeam permanece: os preços nacionais aleram-se 0,54% com aleração de 1% nos preços inernacionais, por sua vez, a aleração de 1% nos preços nacionais causa mudança de 0,25% nos preços inernacionais Desaca-se que, a parir desa análise de coinegração, pode-se ambém inferir sobre a relação de causalidade (precedência emporal) enre as variáveis, deecando, esaisicamene, a direção de causalidade, quando houver emporalmene uma relação enre as duas variáveis. A causalidade no senido Granger eqüivale a dizer que se a variável X causa Y é possível verificar o quano a variável correne Y pode ser explicada pelos valores passados de Y e se, adicionando valores defasados de X, pode-se melhorar a explicação. Y é dio ser causado no senido Granger por X se X ajuda na previsão de Y, ou equivalenemene, se os coeficienes dos X s defasados são esaisicamene significaivos. Freqüenemene, pode-se observar o fenômeno da causalidade bidirecional. Se a variável X causa no senido Granger Y, enão mudanças em X devem preceder mudanças em Y. Há quaro casos de causalidade: i) causalidade unidirecional de X para Y, ii) causalidade unidirecional de Y para X, iii) causalidade bilaeral e, iv) independência Compee informar que foram procedidas esimações para modelos mais gerais em diferença, com cinco defasagens, e a redução para o modelo sem defasagem foi realizada observando as esaísicas de ese, que em por finalidade esar a significância dos parâmeros esimados do modelo. Foram, ambém, procedidas as análises dos resíduos das equações, observando a hipóese de normalidade dos erros.

17 Tabela 13 Resulados das esimações em primeira diferença dlpssp = 0, ,2482dlpsch AR 1-7F( 7, 95) = [0.0688] (0,096) (1,965) ARCH 7 F( 7, 88) = [0.1540] Normalidade σ2(2)= [0.7825] 2 R = 0,4171 DW = 1,65 (11) dlpsch = 0, ,1588dlpssp AR 1-7F( 7, 94) = [0.9496] (1,056) (3,648) ARCH 7 F( 7, 87) = [0.9022] 2 R = 0,5151 DW = 1,74 Normalidade σ2(2)= [0.7505] (12) dlpfsp = 0, ,6224dlpfch AR 1-7F( 7, 97) = [0.0026] ** (1,175) (4,805) ARCH 7 F( 7, 90) = [0.7058] Normalidade σ2(2)= [0.5730] 2 R = 0,3979 DW = 1,46 (13) dlpfch = 0, ,2113dlpfsp AR 1-7F( 7, 96) = [0.1400] (0,211) (4,24) ARCH 7 F( 7, 89) = [0.1514] Normalidade σ2(2)= [0.2512] 2 R = 0,4245 DW = 1,58 (14) dlposp = 0, ,5477dlpoch AR 1-7F( 7,101) = [0.0705] ( 0,032) (4,71) ARCH 7 F( 7, 94) = [0.3476] Normalidade σ 2 (2)= [0.1461] 2 R = 0,1703 DW = 1,67 (15) dlpoch = 0, ,2527dlposp AR 1-7F( 7, 97) = [0.9731] ( 0,032) (4,45) ARCH 7 F( 7, 90) = [0.3926] Normalidade σ 2 (2)= [0.8825] R 2 = 0,4399 DW = 1,87 Noas: Foram aplicadas variáveis dummies para a equação da axa de variação dos preços de soja em grão de São Paulo em função da axa de variação dos preços de Chicago foram as seguines: 1991:11, 1992:1, 1993:7, 1995:3, 1996:9, 1998:2. Para a equação da axa de variação dos preços de farelo de soja de São Paulo são: 1992:2, 1995:3, 1998:3, 1999:3. Para as equações de farelos emos as seguines dummies. Na equação do preço de Chicago em função do preço de São Paulo seguines variáveis dummies foram as seguines: 1991:7, 1991:8, 1994:7, 1996:10, 1997:7, 1997:8 e 1998:8. Na equação do preço de Chicago em função do preço de São Paulo: 1993:7, 1995:3, 1996:10, 1997:101998:8. Nas equação dos preços do óleo de soja, as dummies incorporadas foram: Para a esimação do preço de Chicago em função do preço de São Paulo: 1992:7, 1993:7, 1993:11, e 1994:7. Em primeiro lugar, realizando uma análise dos choques aleaórios sobre as variáveis pesquisadas, noe que muios dos choques aleaórios sobre o preço domésico não coincidem com os choques aleaórios sobre o preço inernacional do Complexo Soja, como observado pela inrodução de variáveis dummies no modelo (noa da abela 13). Nese caso, devem haver perurbações advindas do mercado inernacional que afeam aleaoriamene o mercado inerno. Enreano, na maioria das vezes, não há uma clara ransmissão de choques enre eses mercados. Em ouras palavras, choques aleaórios sobre os preços domésicos não necessariamene afeam os preços inernacionais, valendo, ambém, o caso conrário. Desaca-se, em segundo lugar, que há uma clara evidência de causalidade bidirecional, no senido Granger, enre os preços de grãos, assim como para os ouros segmenos do Complexo Soja. Ou seja, ano as mudanças dos preços no Brasil precedem as mudanças dos preços de Chicago, quano o conrário é verdadeiro. Como ese modelo não apresena defasagens emporais, insisimos no ese de causalidade, conforme procedimeno convencional em Granger (1969). Os resulados seguem na abela 14, logo abaixo, para modelos com defasagens emporais. Lembrando que eses eses são muio sensíveis às defasagens, e procuramos sempre analisar os modelos com o menor número de defasagens conforme sugere Hamilon (1995) e Greene (1993). A parir dese ese de causalidade, usando seis defasagens para o preço da soja, conclui-se que não se pode rejeiar a hipóese nula de que mudanças no preço da soja em grãos em São Paulo não causam no senido Granger mudanças nos preços de soja em grãos em Chicago, mas a não causalidade em direção conrária deve ser rejeia. Ese resulado se repee para as mudanças nos preços de farelos de soja, em uma esimação usando quaro defasagens. Conudo, no caso das 17

18 variações de preços de óleo de soja, o resulado obido foi oposo, ou seja, rejeia-se a hipóese nula de que mudanças no preço do óleo de soja em São Paulo não causam no senido Granger, mas a aceia para a causalidade oposa. Finalmene, realizamos a análise de decomposição de variância. Procedeu-se o uso da especificação VAR (Veor Auoregressivos) para sisemas de previsão de séries emporais inerrelacionadas para analisar efeios dinâmicos de perurbações aleaórias sobre o sisema das variáveis (Canova, 1999; Sock & Wason, 2001). Uma vez especificado o VAR, nós esimamos a decomposição de variância que proporciona um méodo diferene de descrever os sisemas dinâmicos ao decompor-se variações de uma variável endógena nos componenes de choques das demais variáveis endógenas do sisema em um VAR. A decomposição de variância dá a informação sobre a imporância relaiva de cada componene da inovação aleaória sobre as variáveis no VAR. Nós, primeiro, esimamos um VAR incluindo as seguines variáveis [ lpsp, lpch ], para j = grão, farelo e óleo de soja, e enão decompomos o preço domésico no preço exerno e vice-versa em um VAR de ordem cinco e o fomos reduzindo aé um VAR (1). Os criérios de informação (Schwarz and Akaike) foram usados para a seleção do modelo, no nosso caso, um VAR de primeira ordem. A abela 15 apresena os resulados. Pode-se ver, muio claramene, que os preços de farelo de soja da praça Chicago são muio pouco explicados por choques advindos nos preços domésicos, mas o conrário indica que quase 12% dos choques de preços em Chicago afeam os preços em São Paulo. Noe, ambém, os choques aleaórios no inerior do Complexo. Nese caso, para o mercado domésico, mudanças nos preços do farelo são explicadas por mudanças nos preços do óleo de soja (4%). No caso do preço do óleo vê-se que, mais uma vez o mercado inerno não explica as os choques de preços em Chicago, que apresenam uma imporane explicam e nos preços praicados nos farelos em Chicago (13,2%). O preço do óleo em São Paulo é muio foremene explicado pelas mudanças nos preços dos farelo em São Paulo (40%) e por mudanças nos preços do óleo em Chicago (10%). Quano aos preços do grão de soja, Chicago não é um imporane mercado na explicação das mudanças nos preços do grão no mercado domésico, 1,6%, mas são as alerações de preço no inerior do Complexo Soja os mais relevanes, como o farelo em São Paulo (40%) e do farelo em Chicago (22%). j 18 Considerações finais Cabe regisrar algumas conclusões imporanes após ese esudo empírico. Em primeiro lugar, desaca-se o comporameno basane diferenciado dos preços aqui pesquisados para os segmenos do Complexo Soja ao logo do período recene, seja em ermos de mudanças na média, seja na variância. Em uma década os preços de grão e de farelo de soja praicamene dobraram de valor e depois recuaram para paamares próximos, senão abaixo, de níveis de começo dos anos 90. Em segundo lugar, pode-se regisrar a fore queda nas paricipações das exporações de farelo, acompanhada da de óleo, em derimeno das exporações de grão, especialmene após 1997, indicando um inenso proceso de subsiuição nos segmenos no inerior do Complexo Soja, principalmene em um cenário em que as exporações mundiais deses dois segmenos mais crescem. Ou seja, o Brasil ganha paricipação de mercado no segmeno de grão ano pela redução das exporações dos chamados derivados de soja, quano por que as exporações mundiais crescem muio menos em relações aos dos dois ouros segmenos. Em erceiro lugar, os resulados economéricos parecem basanes robusos em uma direção cenral. Mesmo sendo o Brasil um dos maiores produores e exporações mundiais do Complexo Soja, ainda assim os preços domésicos pouca afeam os preços de uma imporane praça de referência inernacional, que é Chicago. Aqui regisramos as seguines esimações: i) análise de coinegração, conforme Engle & Granger, e esimação de um modelo de correção de erros; ii) especificação e esimação de um VAR e análise de coinegração segundo Johansen & Juselius; iii) e análise da decomposição de variância; e iv) eses de causalidade no senido Granger. Em odas as nossas esimações economéricas noa-se, por um lado, a imporância das alerações nos preços de Chicago afeando os preços no mercado

19 domésico e, por ouro lado, as ransmissões de preços no inerior do Complexo, al que os preços do óleo e especialmene do farelo muio influenciam os preços do grão, qualquer que seja a praça. Tabela 14. Causalidade no senido Granger ( ) Hipóese Nula Obs Esaísica F Probabilidade Defasagens: 6 dlpssp não causa Granger dlpsch dlpsch não causa Granger dlpssp Defasagens: 4 dlpfsp não causa Granger dlpfch dlpfch não causa Granger dlpfsp Defasagens: 7 dlposp não causa Granger dlpoch Dlpoch não causa Granger dlposp Tabela 15 Decomposição de Variância Decomposição de Variância de dlpfch Período S.E. DLPFCH DLPFSP DLPOCH DLPOSP DLPSCH DLPSSP Decomposição de Variância de dlpfsp: Período S.E. DLPFCH DLPFSP DLPOCH DLPOSP DLPSCH DLPSSP Decomposição de Variância de dlpoch: Período S.E. DLPFCH DLPFSP DLPOCH DLPOSP DLPSCH DLPSSP Decomposição de Variância de dlposp: Período S.E. DLPFCH DLPFSP DLPOCH DLPOSP DLPSCH DLPSSP Decomposição de Variância de dlpsch: Período S.E. DLPFCH DLPFSP DLPOCH DLPOSP DLPSCH DLPSSP Variance Decomposiion of DLPSSP: Período S.E. DLPFCH DLPFSP DLPOCH DLPOSP DLPSCH DLPSSP

20 20 Referências Bibliográficas Cosa, M. H. Modelo de Simulação de Choques Exernos e Inernos para o mercado Brasileiro e de Exporação do Complexo Soja. Viçosa, MG FNP. Agrianual. São Paulo: FNP Consuloria e Comércio. 1997, 1998, 1999 e Gujarai, D. N. Economeria Básica. São Paulo: Makron Books, Hamilon, J (1995). Times Series Analysis. UP: Princeon. Wilkinson, J. O Esado, a agroindúsria e a pequena produção. São Paulo: HUCITEC, Canova, F. (1999). Vecor auoregressive models. Specificaion, esimaion, inference and forecasing. M. H. Pesaran & M. Wickens. Handbook of Applied Economerics. Vol 1. Macroeconomics. Blackwekll. Greene, W. H. (1993). Economeric Analysis. Englewood Cliffs: Prenice Hall. Hamilon, J. (1995). Times Series Analysis. Princeon Universiy: UP. Hendry, D. & Juselius, K (1999). Explaining coinegraion analysis: Par I and II. (hp:// Sepember Juselius, K. (1999). Models and relaions in Economics and Economerics. (hp:// April PcGive 10 (vol. 1, 2, 3). (2001). Economeric Modelling using PcGive 10. London: Timberlake Consulans Ld. Sock, J. & Wason, M. (2001). Vecor Auoregression. Journal of Economic Perspecives, 15(4).

Centro Federal de EducaçãoTecnológica 28/11/2012

Centro Federal de EducaçãoTecnológica 28/11/2012 Análise da Dinâmica da Volailidade dos Preços a visa do Café Arábica: Aplicação dos Modelos Heeroscedásicos Carlos Albero Gonçalves da Silva Luciano Moraes Cenro Federal de EducaçãoTecnológica 8//0 Objevos

Leia mais

OBJETIVOS. Ao final desse grupo de slides os alunos deverão ser capazes de: Explicar a diferença entre regressão espúria e cointegração.

OBJETIVOS. Ao final desse grupo de slides os alunos deverão ser capazes de: Explicar a diferença entre regressão espúria e cointegração. Ao final desse grupo de slides os alunos deverão ser capazes de: OBJETIVOS Explicar a diferença enre regressão espúria e coinegração. Jusificar, por meio de ese de hipóeses, se um conjuno de séries emporais

Leia mais

METODOLOGIA PROJEÇÃO DE DEMANDA POR TRANSPORTE AÉREO NO BRASIL

METODOLOGIA PROJEÇÃO DE DEMANDA POR TRANSPORTE AÉREO NO BRASIL METODOLOGIA PROJEÇÃO DE DEMANDA POR TRANSPORTE AÉREO NO BRASIL 1. Inrodução O presene documeno visa apresenar dealhes da meodologia uilizada nos desenvolvimenos de previsão de demanda aeroporuária no Brasil

Leia mais

Equações Simultâneas. Aula 16. Gujarati, 2011 Capítulos 18 a 20 Wooldridge, 2011 Capítulo 16

Equações Simultâneas. Aula 16. Gujarati, 2011 Capítulos 18 a 20 Wooldridge, 2011 Capítulo 16 Equações Simulâneas Aula 16 Gujarai, 011 Capíulos 18 a 0 Wooldridge, 011 Capíulo 16 Inrodução Durane boa pare do desenvolvimeno dos coneúdos desa disciplina, nós nos preocupamos apenas com modelos de regressão

Leia mais

PREÇOS DE PRODUTO E INSUMO NO MERCADO DE LEITE: UM TESTE DE CAUSALIDADE

PREÇOS DE PRODUTO E INSUMO NO MERCADO DE LEITE: UM TESTE DE CAUSALIDADE PREÇOS DE PRODUTO E INSUMO NO MERCADO DE LEITE: UM TESTE DE CAUSALIDADE Luiz Carlos Takao Yamaguchi Pesquisador Embrapa Gado de Leie e Professor Adjuno da Faculdade de Economia do Insiuo Vianna Júnior.

Leia mais

O mercado brasileiro da soja: um estudo de transmissão, causalidade e cointegração de preços entre 2001 e 2009

O mercado brasileiro da soja: um estudo de transmissão, causalidade e cointegração de preços entre 2001 e 2009 Sinop, MT, Brasil, 18 a 22 de ouubro de 2010. O mercado brasileiro da soja: um esudo de ransmissão, causalidade e coinegração de preços enre 2001 e 2009 Gilbero Siso Fernández (UNEMAT) gilbsis@gmail.com

Leia mais

TOMADA DE DECISÃO EM FUTUROS AGROPECUÁRIOS COM MODELOS DE PREVISÃO DE SÉRIES TEMPORAIS

TOMADA DE DECISÃO EM FUTUROS AGROPECUÁRIOS COM MODELOS DE PREVISÃO DE SÉRIES TEMPORAIS ARTIGO: TOMADA DE DECISÃO EM FUTUROS AGROPECUÁRIOS COM MODELOS DE PREVISÃO DE SÉRIES TEMPORAIS REVISTA: RAE-elerônica Revisa de Adminisração de Empresas FGV EASP/SP, v. 3, n. 1, Ar. 9, jan./jun. 2004 1

Leia mais

1 Introdução. Onésio Assis Lobo 1 Waldemiro Alcântara da Silva Neto 2

1 Introdução. Onésio Assis Lobo 1 Waldemiro Alcântara da Silva Neto 2 Transmissão de preços enre o produor e varejo: evidências empíricas para o seor de carne bovina em Goiás Resumo: A economia goiana vem se desacado no conexo nacional. Seu PIB aingiu R$ 75 bilhões no ano

Leia mais

DEMANDA BRASILEIRA DE CANA DE AÇÚCAR, AÇÚCAR E ETANOL REVISITADA

DEMANDA BRASILEIRA DE CANA DE AÇÚCAR, AÇÚCAR E ETANOL REVISITADA XXX ENCONTRO NACIONAL DE ENGENHARIA DE PRODUÇÃO Mauridade e desafios da Engenharia de Produção: compeiividade das empresas, condições de rabalho, meio ambiene. São Carlos, SP, Brasil, 12 a15 de ouubro

Leia mais

2. Referencial Teórico

2. Referencial Teórico 15 2. Referencial Teórico Se os mercados fossem eficienes e não houvesse imperfeições, iso é, se os mercados fossem eficienes na hora de difundir informações novas e fossem livres de impedimenos, índices

Leia mais

2 Relação entre câmbio real e preços de commodities

2 Relação entre câmbio real e preços de commodities 18 2 Relação enre câmbio real e preços de commodiies Na exensa lieraura sobre o cálculo da axa de câmbio de longo prazo, grande pare dos modelos economéricos esimados incluem os ermos de roca como um dos

Leia mais

RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO: TR S

RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO: TR S RAIZ UNITÁRIA E COINTEGRAÇÃO: TR S APLICA ES Marina Silva Cunha 1. INTRODUÇÃO Segundo Fava & Cai (1995) a origem da discussão sobre a exisência de raiz uniária nas séries econômicas esá no debae sobre

Leia mais

Taxa de Juros e Desempenho da Agricultura Uma Análise Macroeconômica

Taxa de Juros e Desempenho da Agricultura Uma Análise Macroeconômica Taxa de Juros e Desempenho da Agriculura Uma Análise Macroeconômica Humbero Francisco Silva Spolador Geraldo San Ana de Camargo Barros Resumo: Ese rabalho em como obeivo mensurar os efeios das axas de

Leia mais

UMA ANÁLISE ECONOMÉTRICA DOS COMPONENTES QUE AFETAM O INVESTIMENTO PRIVADO NO BRASIL, FAZENDO-SE APLICAÇÃO DO TESTE DE RAIZ UNITÁRIA.

UMA ANÁLISE ECONOMÉTRICA DOS COMPONENTES QUE AFETAM O INVESTIMENTO PRIVADO NO BRASIL, FAZENDO-SE APLICAÇÃO DO TESTE DE RAIZ UNITÁRIA. UMA ANÁLISE ECONOMÉTRICA DOS COMPONENTES QUE AFETAM O INVESTIMENTO PRIVADO NO BRASIL, FAZENDO-SE APLICAÇÃO DO TESTE DE RAIZ UNITÁRIA Área: ECONOMIA COELHO JUNIOR, Juarez da Silva PONTILI, Rosangela Maria

Leia mais

CAPÍTULO 9. y(t). y Medidor. Figura 9.1: Controlador Analógico

CAPÍTULO 9. y(t). y Medidor. Figura 9.1: Controlador Analógico 146 CAPÍULO 9 Inrodução ao Conrole Discreo 9.1 Inrodução Os sisemas de conrole esudados aé ese pono envolvem conroladores analógicos, que produzem sinais de conrole conínuos no empo a parir de sinais da

Leia mais

VALOR DA PRODUÇÃO DE CACAU E ANÁLISE DOS FATORES RESPONSÁVEIS PELA SUA VARIAÇÃO NO ESTADO DA BAHIA. Antônio Carlos de Araújo

VALOR DA PRODUÇÃO DE CACAU E ANÁLISE DOS FATORES RESPONSÁVEIS PELA SUA VARIAÇÃO NO ESTADO DA BAHIA. Antônio Carlos de Araújo 1 VALOR DA PRODUÇÃO DE CACAU E ANÁLISE DOS FATORES RESPONSÁVEIS PELA SUA VARIAÇÃO NO ESTADO DA BAHIA Anônio Carlos de Araújo CPF: 003.261.865-49 Cenro de Pesquisas do Cacau CEPLAC/CEPEC Faculdade de Tecnologia

Leia mais

O EFEITO PASS-THROUGH DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE OS PREÇOS AGRÍCOLAS CLEYZER ADRIAN CUNHA (1) ; ALEX AIRES CUNHA (2).

O EFEITO PASS-THROUGH DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE OS PREÇOS AGRÍCOLAS CLEYZER ADRIAN CUNHA (1) ; ALEX AIRES CUNHA (2). O EFEITO PASS-THROUGH DA TAXA DE CÂMBIO SOBRE OS PREÇOS AGRÍCOLAS CLEYZER ADRIAN CUNHA (1) ; ALEX AIRES CUNHA (2). 1.UNIVERSIDADE FEDERAL DE GOIÁS, GOIANIA, GO, BRASIL; 2.UNIVERSIDADE FEDERAL DE VIÇOSA,

Leia mais

Modelo ARX para Previsão do Consumo de Energia Elétrica: Aplicação para o Caso Residencial no Brasil

Modelo ARX para Previsão do Consumo de Energia Elétrica: Aplicação para o Caso Residencial no Brasil Modelo ARX para Previsão do Consumo de Energia Elérica: Aplicação para o Caso Residencial no Brasil Resumo Ese rabalho propõe a aplicação do modelo ARX para projear o consumo residencial de energia elérica

Leia mais

O IMPACTO DOS INVESTIMENTOS NO ESTADO DO CEARÁ NO PERÍODO DE 1970-2001

O IMPACTO DOS INVESTIMENTOS NO ESTADO DO CEARÁ NO PERÍODO DE 1970-2001 O IMPACTO DOS INVESTIMENTOS NO ESTADO DO CEARÁ NO PERÍODO DE 970-200 Ricardo Candéa Sá Barreo * Ahmad Saeed Khan ** SINOPSE Ese rabalho em como objeivo analisar o impaco dos invesimenos na economia cearense

Leia mais

Aula - 2 Movimento em uma dimensão

Aula - 2 Movimento em uma dimensão Aula - Moimeno em uma dimensão Física Geral I - F- 18 o semesre, 1 Ilusração dos Principia de Newon mosrando a ideia de inegral Moimeno 1-D Conceios: posição, moimeno, rajeória Velocidade média Velocidade

Leia mais

Sistemas não-lineares de 2ª ordem Plano de Fase

Sistemas não-lineares de 2ª ordem Plano de Fase EA93 - Pro. Von Zuben Sisemas não-lineares de ª ordem Plano de Fase Inrodução o esudo de sisemas dinâmicos não-lineares de a ordem baseia-se principalmene na deerminação de rajeórias no plano de esados,

Leia mais

ESTIMANDO O IMPACTO DO ESTOQUE DE CAPITAL PÚBLICO SOBRE O PIB PER CAPITA CONSIDERANDO UMA MUDANÇA ESTRUTURAL NA RELAÇÃO DE LONGO PRAZO

ESTIMANDO O IMPACTO DO ESTOQUE DE CAPITAL PÚBLICO SOBRE O PIB PER CAPITA CONSIDERANDO UMA MUDANÇA ESTRUTURAL NA RELAÇÃO DE LONGO PRAZO ESTIMANDO O IMPACTO DO ESTOQUE DE CAPITAL PÚBLICO SOBRE O PIB PER CAPITA CONSIDERANDO UMA MUDANÇA ESTRUTURAL NA RELAÇÃO DE LONGO PRAZO Área 5 - Crescimeno, Desenvolvimeno Econômico e Insiuições Classificação

Leia mais

COINTEGRAÇÃO E CAUSALIDADE ENTRE AS TAXAS DE JURO E A INFLAÇÃO EM PORTUGAL

COINTEGRAÇÃO E CAUSALIDADE ENTRE AS TAXAS DE JURO E A INFLAÇÃO EM PORTUGAL COINTEGRAÇÃO E CAUSALIDADE ENTRE AS TAAS DE JURO E A INFLAÇÃO EM PORTUGAL JORGE CAIADO 1 Deparameno de Maemáica e Informáica Escola Superior de Gesão Insiuo Poliécnico de Caselo Branco Resumo No presene

Leia mais

Fatores de influência no preço do milho no Brasil

Fatores de influência no preço do milho no Brasil Faores de influência no preço do milho no Brasil Carlos Eduardo Caldarelli Professor adjuno da Universidade Esadual de Londrina UEL Mirian Rumenos Piedade Bacchi Professora associada do Deparameno de Economia,

Leia mais

12 Integral Indefinida

12 Integral Indefinida Inegral Indefinida Em muios problemas, a derivada de uma função é conhecida e o objeivo é enconrar a própria função. Por eemplo, se a aa de crescimeno de uma deerminada população é conhecida, pode-se desejar

Leia mais

Curso de preparação para a prova de matemática do ENEM Professor Renato Tião

Curso de preparação para a prova de matemática do ENEM Professor Renato Tião Porcenagem As quaro primeiras noções que devem ser assimiladas a respeio do assuno são: I. Que porcenagem é fração e fração é a pare sobre o odo. II. Que o símbolo % indica que o denominador desa fração

Leia mais

COMPORTAMENTO DOS PREÇOS DO ETANOL BRASILEIRO: DETERMINAÇÃO DE VARIÁVEIS CAUSAIS

COMPORTAMENTO DOS PREÇOS DO ETANOL BRASILEIRO: DETERMINAÇÃO DE VARIÁVEIS CAUSAIS Naal/RN COMPORTAMENTO DOS PREÇOS DO ETANOL BRASILEIRO: DETERMINAÇÃO DE VARIÁVEIS CAUSAIS André Assis de Salles Escola Poliécnica - Universidade Federal do Rio de Janeiro Cenro de Tecnologia Bloco F sala

Leia mais

O Fluxo de Caixa Livre para a Empresa e o Fluxo de Caixa Livre para os Sócios

O Fluxo de Caixa Livre para a Empresa e o Fluxo de Caixa Livre para os Sócios O Fluxo de Caixa Livre para a Empresa e o Fluxo de Caixa Livre para os Sócios! Principais diferenças! Como uilizar! Vanagens e desvanagens Francisco Cavalcane (francisco@fcavalcane.com.br) Sócio-Direor

Leia mais

PREVISÃO DE INFLAÇÃO EM CABO VERDE POR MEIO DE VETORES AUTOREGRESSIVOS

PREVISÃO DE INFLAÇÃO EM CABO VERDE POR MEIO DE VETORES AUTOREGRESSIVOS PREVISÃO DE INFLAÇÃO EM CABO VERDE POR MEIO DE VETORES AUTOREGRESSIVOS Resumo Anônio José Medina dos Sanos Bapisa Rubicleis Gomes da Silva O objeivo do rabalho foi esimar um modelo de correção de erro

Leia mais

Elasticidades da demanda residencial de energia elétrica

Elasticidades da demanda residencial de energia elétrica Elasicidades da demanda residencial de energia elérica RESUMO O objeivo dese rabalho é esimar elasicidades de preço e renda da demanda residencial por elericidade aravés de modelos dinâmicos. Como objeo

Leia mais

UMA APLICAÇÃO DO TESTE DE RAIZ UNITÁRIA PARA DADOS EM SÉRIES TEMPORAIS DO CONSUMO AGREGADO DAS FAMÍLIAS BRASILEIRAS

UMA APLICAÇÃO DO TESTE DE RAIZ UNITÁRIA PARA DADOS EM SÉRIES TEMPORAIS DO CONSUMO AGREGADO DAS FAMÍLIAS BRASILEIRAS UMA APLICAÇÃO DO TESTE DE RAIZ UNITÁRIA PARA DADOS EM SÉRIES TEMPORAIS DO CONSUMO AGREGADO DAS FAMÍLIAS BRASILEIRAS VIEIRA, Douglas Tadeu. TCC, Ciências Econômicas, Fecilcam, vieira.douglas@gmail.com PONTILI,

Leia mais

POSSIBILIDADE DE OBTER LUCROS COM ARBITRAGEM NO MERCADO DE CÂMBIO NO BRASIL

POSSIBILIDADE DE OBTER LUCROS COM ARBITRAGEM NO MERCADO DE CÂMBIO NO BRASIL POSSIBILIDADE DE OBTER LUCROS COM ARBITRAGEM NO MERCADO DE CÂMBIO NO BRASIL FRANCISCO CARLOS CUNHA CASSUCE; CARLOS ANDRÉ DA SILVA MÜLLER; ANTÔNIO CARVALHO CAMPOS; UNIVERSIDADE FEDERAL DE VIÇOSA VIÇOSA

Leia mais

FATORES CONDICIONANTES DO VOLUME DE CONTRATOS FUTUROS DE SOJA NEGOCIADOS NA BOLSA DE MERCADORIAS & FUTUROS (BM & FBOVESPA)

FATORES CONDICIONANTES DO VOLUME DE CONTRATOS FUTUROS DE SOJA NEGOCIADOS NA BOLSA DE MERCADORIAS & FUTUROS (BM & FBOVESPA) FATORES CONDICIONANTES DO VOLUME DE CONTRATOS FUTUROS DE SOJA NEGOCIADOS NA BOLSA DE MERCADORIAS & FUTUROS (BM & FBOVESPA) Faores condicionanes do volume de conraos fuuros de soja... 243 Facors for he

Leia mais

Valor do Trabalho Realizado 16.

Valor do Trabalho Realizado 16. Anonio Vicorino Avila Anonio Edésio Jungles Planejameno e Conrole de Obras 16.2 Definições. 16.1 Objeivo. Valor do Trabalho Realizado 16. Parindo do conceio de Curva S, foi desenvolvida pelo Deparameno

Leia mais

Campo magnético variável

Campo magnético variável Campo magnéico variável Já vimos que a passagem de uma correne elécrica cria um campo magnéico em orno de um conduor aravés do qual a correne flui. Esa descobera de Orsed levou os cienisas a desejaram

Leia mais

Estando o capacitor inicialmente descarregado, o gráfico que representa a corrente i no circuito após o fechamento da chave S é:

Estando o capacitor inicialmente descarregado, o gráfico que representa a corrente i no circuito após o fechamento da chave S é: PROCESSO SELETIVO 27 2 O DIA GABARITO 1 13 FÍSICA QUESTÕES DE 31 A 45 31. Considere o circuio mosrado na figura abaixo: S V R C Esando o capacior inicialmene descarregado, o gráfico que represena a correne

Leia mais

CURVA DE KUZNETS AMBIENTAL ESTIMATIVA ECONOMÉTRICA USANDO CO2 E PIB PER CAPITA

CURVA DE KUZNETS AMBIENTAL ESTIMATIVA ECONOMÉTRICA USANDO CO2 E PIB PER CAPITA CURVA DE KUZNETS AMBIENTAL ESTIMATIVA ECONOMÉTRICA USANDO CO E PIB PER CAPITA CLEYZER ADRIAN CUNHA; UNIVERSIDADE FEDERAL DE GOIÁS GOIANIA - GO - BRASIL cleyzer@uai.com.br APRESENTAÇÃO ORAL Agropecuária,

Leia mais

FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA MESTRADO EM ECONOMIA DISSERTAÇÃO DE MESTRADO

FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA MESTRADO EM ECONOMIA DISSERTAÇÃO DE MESTRADO FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA MESTRADO EM ECONOMIA DISSERTAÇÃO DE MESTRADO ANÁLISE DO DESEMPENHO DA BALANÇA COMERCIAL BRASILEIRA ESTIMAÇÕES DAS ELASTICIDADES DAS FUNÇÕES DA

Leia mais

ENGENHARIA ECONÔMICA AVANÇADA

ENGENHARIA ECONÔMICA AVANÇADA ENGENHARIA ECONÔMICA AVANÇADA TÓPICOS AVANÇADOS MATERIAL DE APOIO ÁLVARO GEHLEN DE LEÃO gehleao@pucrs.br 55 5 Avaliação Econômica de Projeos de Invesimeno Nas próximas seções serão apresenados os principais

Leia mais

EVOLUÇÃO DO CRÉDITO PESSOAL E HABITACIONAL NO BRASIL: UMA ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS FATORES MACROECONÔMICOS NO PERÍODO PÓS-REAL RESUMO

EVOLUÇÃO DO CRÉDITO PESSOAL E HABITACIONAL NO BRASIL: UMA ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS FATORES MACROECONÔMICOS NO PERÍODO PÓS-REAL RESUMO 78 EVOLUÇÃO DO CRÉDITO PESSOAL E HABITACIONAL NO BRASIL: UMA ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DOS FATORES MACROECONÔMICOS NO PERÍODO PÓS-REAL Pâmela Amado Trisão¹ Kelmara Mendes Vieira² Paulo Sergio Cerea³ Reisoli

Leia mais

DESALINHAMENTOS DA TAXA DE CÂMBIO NO LONGO PRAZO E PREÇOS RELATIVOS NO BRASIL: COINTEGRAÇÃO, CAUSALIDADE E MODELO DE CORREÇÃO DE ERRO

DESALINHAMENTOS DA TAXA DE CÂMBIO NO LONGO PRAZO E PREÇOS RELATIVOS NO BRASIL: COINTEGRAÇÃO, CAUSALIDADE E MODELO DE CORREÇÃO DE ERRO UNIVERSIDADE FEDERAL DE UBERLÂNDIA INSTITUTO DE ECONOMIA DESALINHAMENTOS DA TAXA DE CÂMBIO NO LONGO PRAZO E PREÇOS RELATIVOS NO BRASIL: COINTEGRAÇÃO, CAUSALIDADE E MODELO DE CORREÇÃO DE ERRO THAÍS GUIMARÃES

Leia mais

Equações Diferenciais Ordinárias Lineares

Equações Diferenciais Ordinárias Lineares Equações Diferenciais Ordinárias Lineares 67 Noções gerais Equações diferenciais são equações que envolvem uma função incógnia e suas derivadas, além de variáveis independenes Aravés de equações diferenciais

Leia mais

Taxa de Câmbio e Taxa de Juros no Brasil, Chile e México

Taxa de Câmbio e Taxa de Juros no Brasil, Chile e México Taxa de Câmbio e Taxa de Juros no Brasil, Chile e México A axa de câmbio consiui variável fundamenal em economias aberas, pois represena imporane componene do preço relaivo de bens, serviços e aivos, ou

Leia mais

CHOQUES DE PRODUTIVIDADE E FLUXOS DE INVESTIMENTOS ESTRANGEIROS PARA O BRASIL * Prof a Dr a Maria Helena Ambrosio Dias **

CHOQUES DE PRODUTIVIDADE E FLUXOS DE INVESTIMENTOS ESTRANGEIROS PARA O BRASIL * Prof a Dr a Maria Helena Ambrosio Dias ** CHOQUES DE PRODUTIVIDADE E FLUXOS DE INVESTIMENTOS ESTRANGEIROS PARA O BRASIL * Prof a Dr a Maria Helena Ambrosio Dias ** Resumo O inuio é invesigar como e em que grau um choque de produividade ocorrido

Leia mais

FORMAÇÃO DE PREÇO DO AÇÚCAR CRISTAL EMPACOTADO AO VAREJO DA REGIÃO CENTRO-SUL DO BRASIL

FORMAÇÃO DE PREÇO DO AÇÚCAR CRISTAL EMPACOTADO AO VAREJO DA REGIÃO CENTRO-SUL DO BRASIL FORMAÇÃO DE PREÇO DO AÇÚCAR CRISTAL EMPACOTADO AO VAREJO DA REGIÃO CENTRO-SUL DO BRASIL Mirian Rumenos Piedade Bacchi Lucilio Rogerio Aparecido Alves 2 RESUMO: Nese rabalho buscou-se analisar o processo

Leia mais

PROJEÇÃO DO PREÇO FUTURO DE UMA AÇÃO DA USIMINAS: UMA ABORDAGEM ECONOMÉTRICA

PROJEÇÃO DO PREÇO FUTURO DE UMA AÇÃO DA USIMINAS: UMA ABORDAGEM ECONOMÉTRICA 3 PROJEÇÃO DO PREÇO FUTURO DE UMA AÇÃO DA USIMINAS: UMA ABORDAGEM ECONOMÉTRICA PROJEÇÃO DO PREÇO FUTURO DE UMA AÇÃO DA USIMINAS: UMA ABORDAGEM ECONOMÉTRICA Felipe Lacerda Diniz Leroy 1 RESUMO Nese arigo,

Leia mais

4 Cenários de estresse

4 Cenários de estresse 4 Cenários de esresse Os cenários de esresse são simulações para avaliar a adequação de capial ao limie de Basiléia numa deerminada daa. Sua finalidade é medir a capacidade de o PR das insiuições bancárias

Leia mais

APLICAÇÃO DE SÉRIES TEMPORAIS NA PREVISÃO DA MÉDIA MENSAL DA TAXA DE CÂMBIO DO REAL PARA O DÓLAR COMERCIAL DE COMPRA USANDO O MODELO DE HOLT

APLICAÇÃO DE SÉRIES TEMPORAIS NA PREVISÃO DA MÉDIA MENSAL DA TAXA DE CÂMBIO DO REAL PARA O DÓLAR COMERCIAL DE COMPRA USANDO O MODELO DE HOLT XXX ENCONTRO NACIONAL DE ENGENHARIA DE PRODUÇÃO Mauridade e desafios da Engenharia de Produção: compeiividade das empresas, condições de rabalho, meio ambiene. São Carlos, SP, Brasil, 12 a15 de ouubro

Leia mais

3 O impacto de choques externos sobre a inflação e o produto dos países em desenvolvimento: o grau de abertura comercial importa?

3 O impacto de choques externos sobre a inflação e o produto dos países em desenvolvimento: o grau de abertura comercial importa? 3 O impaco de choques exernos sobre a inflação e o produo dos países em desenvolvimeno: o grau de aberura comercial impora? 3.1.Inrodução Todas as economias esão sujeias a choques exernos. Enreano, a presença

Leia mais

Integração dos Preços ao Produtor e Preços da Bolsa de

Integração dos Preços ao Produtor e Preços da Bolsa de Inegração dos Preços ao Produor e Preços da Bolsa de DÊNIS ANTÔNIO DA CUNHA (1) ; MIRELLE CRISTINA DE ABREU QUINTELA (2) ; MARÍLIA MACIEL GOMES (3) ; JOSÉ LUÍZ DOS SANTOS RUFINO (4). 1,2,3.UFV, VIÇOSA,

Leia mais

Experiências para o Ensino de Queda Livre

Experiências para o Ensino de Queda Livre Universidade Esadual de Campinas Insiuo de Física Gleb Waagin Relaório Final da disciplina F 69A - Tópicos de Ensino de Física I Campinas, de juno de 7. Experiências para o Ensino de Queda Livre Aluno:

Leia mais

Escola E.B. 2,3 / S do Pinheiro

Escola E.B. 2,3 / S do Pinheiro Escola E.B. 2,3 / S do Pinheiro Ciências Físico Químicas 9º ano Movimenos e Forças 1.º Período 1.º Unidade 2010 / 2011 Massa, Força Gravíica e Força de Ario 1 - A bordo de um vaivém espacial, segue um

Leia mais

Luciano Jorge de Carvalho Junior. Rosemarie Bröker Bone. Eduardo Pontual Ribeiro. Universidade Federal do Rio de Janeiro

Luciano Jorge de Carvalho Junior. Rosemarie Bröker Bone. Eduardo Pontual Ribeiro. Universidade Federal do Rio de Janeiro Análise do preço e produção de peróleo sobre a lucraividade das empresas perolíferas Luciano Jorge de Carvalho Junior Rosemarie Bröker Bone Eduardo Ponual Ribeiro Universidade Federal do Rio de Janeiro

Leia mais

Instituto de Tecnologia de Massachusetts Departamento de Engenharia Elétrica e Ciência da Computação. Tarefa 5 Introdução aos Modelos Ocultos Markov

Instituto de Tecnologia de Massachusetts Departamento de Engenharia Elétrica e Ciência da Computação. Tarefa 5 Introdução aos Modelos Ocultos Markov Insiuo de Tecnologia de Massachuses Deparameno de Engenharia Elérica e Ciência da Compuação 6.345 Reconhecimeno Auomáico da Voz Primavera, 23 Publicado: 7/3/3 Devolução: 9/3/3 Tarefa 5 Inrodução aos Modelos

Leia mais

Boletim Económico Inverno 2006

Boletim Económico Inverno 2006 Boleim Económico Inverno 2006 Volume 12, Número 4 Disponível em www.bporugal.p Publicações BANCO DE PORTUGAL Deparameno de Esudos Económicos Av. Almirane Reis, 71-6.º andar 1150-012 Lisboa Disribuição

Leia mais

OTIMIZAÇÃO ENERGÉTICA NA CETREL: DIAGNÓSTICO, IMPLEMENTAÇÃO E AVALIAÇÃO DE GANHOS

OTIMIZAÇÃO ENERGÉTICA NA CETREL: DIAGNÓSTICO, IMPLEMENTAÇÃO E AVALIAÇÃO DE GANHOS STC/ 08 17 à 22 de ouubro de 1999 Foz do Iguaçu Paraná - Brasil SESSÃO TÉCNICA ESPECIAL CONSERVAÇÃO DE ENERGIA ELÉTRICA (STC) OTIMIZAÇÃO ENERGÉTICA NA CETREL: DIAGNÓSTICO, IMPLEMENTAÇÃO E AVALIAÇÃO DE

Leia mais

AÇÕES DO MERCADO FINACEIRO: UM ESTUDO VIA MODELOS DE SÉRIES TEMPORAIS

AÇÕES DO MERCADO FINACEIRO: UM ESTUDO VIA MODELOS DE SÉRIES TEMPORAIS AÇÕES DO MERCADO FINACEIRO: UM ESTUDO VIA MODELOS DE SÉRIES TEMPORAIS Caroline Poli Espanhol; Célia Mendes Carvalho Lopes Engenharia de Produção, Escola de Engenharia, Universidade Presbieriana Mackenzie

Leia mais

Capítulo 5: Introdução às Séries Temporais e aos Modelos ARIMA

Capítulo 5: Introdução às Séries Temporais e aos Modelos ARIMA 0 Capíulo 5: Inrodução às Séries emporais e aos odelos ARIA Nese capíulo faremos uma inrodução às séries emporais. O nosso objeivo aqui é puramene operacional e esaremos mais preocupados com as definições

Leia mais

Pessoal Ocupado, Horas Trabalhadas, Jornada de Trabalho e Produtividade no Brasil

Pessoal Ocupado, Horas Trabalhadas, Jornada de Trabalho e Produtividade no Brasil Pessoal Ocupado, Horas Trabalhadas, Jornada de Trabalho e Produividade no Brasil Fernando de Holanda Barbosa Filho Samuel de Abreu Pessôa Resumo Esse arigo consrói uma série de horas rabalhadas para a

Leia mais

A ELASTICIDADE-RENDA DO COMÉRCIO REGIONAL DE PRODUTOS MANUFATURADOS Marta R. Castilho 1 e Viviane Luporini 2

A ELASTICIDADE-RENDA DO COMÉRCIO REGIONAL DE PRODUTOS MANUFATURADOS Marta R. Castilho 1 e Viviane Luporini 2 A ELASTICIDADE-RENDA DO COMÉRCIO REGIONAL DE PRODUTOS MANUFATURADOS Mara R. Casilho 1 e Viviane Luporini 2 ANPEC 2009: ÁREA 6 RESUMO: O arigo apresena um esudo comparaivo das elaicidades-renda das exporações

Leia mais

OS EFEITOS DO CRÉDITO RURAL E DA GERAÇÃO DE PATENTES SOBRE A PRODUÇÃO AGRÍCOLA BRASILEIRA hfsspola@esalq.usp.br

OS EFEITOS DO CRÉDITO RURAL E DA GERAÇÃO DE PATENTES SOBRE A PRODUÇÃO AGRÍCOLA BRASILEIRA hfsspola@esalq.usp.br OS EFEITOS DO CRÉDITO RURAL E DA GERAÇÃO DE PATENTES SOBRE A PRODUÇÃO AGRÍCOLA BRASILEIRA hfsspola@esalq.usp.br Apresenação Oral-Ciência, Pesquisa e Transferência de Tecnologia HUMBERTO FRANCISCO SILVA

Leia mais

Função definida por várias sentenças

Função definida por várias sentenças Ese caderno didáico em por objeivo o esudo de função definida por várias senenças. Nese maerial você erá disponível: Uma siuação que descreve várias senenças maemáicas que compõem a função. Diversas aividades

Leia mais

DEMANDA DE IMPORTAÇÃO DE VINHO NO BRASIL NO PERÍODO 1995-2007 ANTÔNIO CARVALHO CAMPOS; HENRIQUE BRIGATTE; UNIVERSIDADE FEDERAL DE VIÇOSA

DEMANDA DE IMPORTAÇÃO DE VINHO NO BRASIL NO PERÍODO 1995-2007 ANTÔNIO CARVALHO CAMPOS; HENRIQUE BRIGATTE; UNIVERSIDADE FEDERAL DE VIÇOSA DEMANDA DE IMPORTAÇÃO DE VINHO NO BRASIL NO PERÍODO 1995-27 ANTÔNIO CARVALHO CAMPOS; HENRIQUE BRIGATTE; UNIVERSIDADE FEDERAL DE VIÇOSA VIÇOSA - MG - BRASIL hbrigae@yahoo.com.br APRESENTAÇÃO ORAL Comércio

Leia mais

SPREAD BANCÁRIO NO BRASIL

SPREAD BANCÁRIO NO BRASIL SPREAD BANCÁRIO NO BRASIL Elaine Aparecida Fernandes RESUMO: Diane da consaação de que os spreads bancários brasileiros (diferença enre as axas de juros de capação e aplicação dos bancos) se enconram em

Leia mais

Modelos Econométricos para a Projeção de Longo Prazo da Demanda de Eletricidade: Setor Residencial no Nordeste

Modelos Econométricos para a Projeção de Longo Prazo da Demanda de Eletricidade: Setor Residencial no Nordeste 1 Modelos Economéricos para a Projeção de Longo Prazo da Demanda de Elericidade: Seor Residencial no Nordese M. L. Siqueira, H.H. Cordeiro Jr, H.R. Souza e F.S. Ramos UFPE e P. G. Rocha CHESF Resumo Ese

Leia mais

FORMAÇÃO DE PREÇOS E SAZONALIDADE NO MERCADO DE FRETES RODOVIÁRIOS PARA PRODUTOS DO AGRONEGÓCIO NO ESTADO DO PARANÁ*

FORMAÇÃO DE PREÇOS E SAZONALIDADE NO MERCADO DE FRETES RODOVIÁRIOS PARA PRODUTOS DO AGRONEGÓCIO NO ESTADO DO PARANÁ* Ricardo S. Marins, Débora Silva Lobo e Maria da Piedade Araújo FORMAÇÃO DE PREÇOS E SAZONALIDADE NO MERCADO DE FRETES RODOVIÁRIOS PARA PRODUTOS DO AGRONEGÓCIO NO ESTADO DO PARANÁ* Ricardo Silveira Marins**

Leia mais

Susan Schommer Risco de Crédito 1 RISCO DE CRÉDITO

Susan Schommer Risco de Crédito 1 RISCO DE CRÉDITO Susan Schommer Risco de Crédio 1 RISCO DE CRÉDITO Definição: Risco de crédio é o risco de defaul ou de reduções no valor de mercado causada por rocas na qualidade do crédio do emissor ou conrapare. Modelagem:

Leia mais

Relação entre os preços dos mercados futuro e físico da soja: evidências para o mercado brasileiro

Relação entre os preços dos mercados futuro e físico da soja: evidências para o mercado brasileiro Quesões Agrárias, Educação no Campo e Desenvolvimeno RELAÇÃO ENTRE OS PREÇOS DOS MERCADOS FUTURO E FÍSICO DA SOJA: EVIDÊNCIAS PARA O MERCADO BRASILEIRO FLÁVIA ALEXANDRE COSTA; KARLIN SAORI ISHII; JOAO

Leia mais

Consumo de Eletricidade e Crescimento Econômico no Brasil. Electricity Consumption and Economic Growth in Brazil

Consumo de Eletricidade e Crescimento Econômico no Brasil. Electricity Consumption and Economic Growth in Brazil 1 Consumo de Elericidade e Crescimeno Econômico no Brasil Elecriciy Consumpion and Economic Growh in Brazil Sérgio Ricardo de Brio Gadelha Resumo Esse esudo examina a relação de equilíbrio enre consumo

Leia mais

O EFEITO DIA DO VENCIMENTO DE OPÇÕES NA BOVESPA 1

O EFEITO DIA DO VENCIMENTO DE OPÇÕES NA BOVESPA 1 O EFEITO DIA DO VENCIMENTO DE OPÇÕES NA BOVESPA 1 Paulo J. Körbes 2 Marcelo Marins Paganoi 3 RESUMO O objeivo dese esudo foi verificar se exise influência de evenos de vencimeno de conraos de opções sobre

Leia mais

Palavras-chave: Análise de Séries Temporais; HIV; AIDS; HUJBB.

Palavras-chave: Análise de Séries Temporais; HIV; AIDS; HUJBB. Análise de Séries Temporais de Pacienes com HIV/AIDS Inernados no Hospial Universiário João de Barros Barreo (HUJBB), da Região Meropoliana de Belém, Esado do Pará Gilzibene Marques da Silva ¹ Adrilayne

Leia mais

Multicointegração e políticas fiscais: uma avaliação de sustentabilidade fiscal para América Latina

Multicointegração e políticas fiscais: uma avaliação de sustentabilidade fiscal para América Latina IPES Texo para Discussão Publicação do Insiuo de Pesquisas Econômicas e Sociais Mulicoinegração e políicas fiscais: uma avaliação de susenabilidade fiscal para América Laina Luís Anônio Sleimann Berussi

Leia mais

Universidade Federal de Pelotas UFPEL Departamento de Economia - DECON. Economia Ecológica. Professor Rodrigo Nobre Fernandez

Universidade Federal de Pelotas UFPEL Departamento de Economia - DECON. Economia Ecológica. Professor Rodrigo Nobre Fernandez Universidade Federal de Peloas UFPEL Deparameno de Economia - DECON Economia Ecológica Professor Rodrigo Nobre Fernandez Capíulo 6 Conabilidade Ambienal Nacional Peloas, 2010 6.1 Inrodução O lado moneário

Leia mais

Análise da Interdependência Temporal dos Preços nos Mercados de Cria Recria e Engorda de Bovinos no Brasil

Análise da Interdependência Temporal dos Preços nos Mercados de Cria Recria e Engorda de Bovinos no Brasil "Conhecimenos para Agriculura do Fuuro" ANÁLISE DA INTERDEPENDÊNCIA TEMPORAL DOS PREÇOS NOS MERCADOS DE CRIA RECRIA E ENGORDA DE BOVINOS NO BRASIL HENRIQUE LIBOREIRO COTTA () ; WAGNER MOURA LAMOUNIER (2)..UNIVERSIDADE

Leia mais

APLICAÇÃO DO MODELO ARIMA À PREVISÃO DO PREÇO DAS COMMODITIES AGRÍCOLAS BRASILEIRAS

APLICAÇÃO DO MODELO ARIMA À PREVISÃO DO PREÇO DAS COMMODITIES AGRÍCOLAS BRASILEIRAS APLICAÇÃO DO MODELO ARIMA À PREVISÃO DO PREÇO DAS COMMODITIES AGRÍCOLAS BRASILEIRAS PABLO AURÉLIO LACERDA DE ALMEIDA PINTO; ELENILDES SANTANA PEREIRA; MARIANNE COSTA OLIVEIRA; JOSÉ MÁRCIO DOS SANTOS; SINÉZIO

Leia mais

Uma avaliação da poupança em conta corrente do governo

Uma avaliação da poupança em conta corrente do governo Uma avaliação da poupança em cona correne do governo Manoel Carlos de Casro Pires * Inrodução O insrumeno de políica fiscal em vários ojeivos e não é surpreendene que, ao se deerminar uma mea de superávi

Leia mais

Área Temática: 5. Economia Industrial, da ciência, tecnologia e inovação

Área Temática: 5. Economia Industrial, da ciência, tecnologia e inovação EVOLUÇÃO DO CRÉDITO INDUSTRIAL NO BRASIL: UMA ANÁLISE A PARTIR DE FATORES MACROECONÔMICOS Pâmela Amado Trisão Aluna do Programa de Pós-Graduação em Adminisração da Universidade Federal de Sana Maria- UFSM

Leia mais

Aula 1. Atividades. Para as questões dessa aula, podem ser úteis as seguintes relações:

Aula 1. Atividades. Para as questões dessa aula, podem ser úteis as seguintes relações: Aula 1 Para as quesões dessa aula, podem ser úeis as seguines relações: 1. E c = P = d = m. v E m V E P = m. g. h cos = sen = g = Aividades Z = V caeo adjacene hipoenusa caeo oposo hipoenusa caeo oposo

Leia mais

Artigos. Abordagem intertemporal da conta corrente: Nelson da Silva Joaquim Pinto de Andrade. introduzindo câmbio e juros no modelo básico*

Artigos. Abordagem intertemporal da conta corrente: Nelson da Silva Joaquim Pinto de Andrade. introduzindo câmbio e juros no modelo básico* Arigos Abordagem ineremporal da cona correne: inroduzindo câmbio e juros no modelo básico* Nelson da Silva Joaquim Pino de Andrade Resumo O modelo padrão da abordagem ineremporal da cona correne assume

Leia mais

Redes de Computadores

Redes de Computadores Inrodução Ins iuo de Info ormáic ca - UF FRGS Redes de Compuadores Conrole de fluxo Revisão 6.03.015 ula 07 Comunicação em um enlace envolve a coordenação enre dois disposiivos: emissor e recepor Conrole

Leia mais

METAS INFLACIONÁRIAS NO BRASIL: UM ESTUDO EMPÍRICO USANDO MODELOS AUTO-REGRESSIVOS VETORIAIS (VAR)

METAS INFLACIONÁRIAS NO BRASIL: UM ESTUDO EMPÍRICO USANDO MODELOS AUTO-REGRESSIVOS VETORIAIS (VAR) METAS INFLACIONÁRIAS NO BRASIL: UM ESTUDO EMPÍRICO USANDO MODELOS AUTO-REGRESSIVOS VETORIAIS (VAR) Edilean Kleber da Silva Douorando em Economia Aplicada pela UFRGS Rua Duque de Caxias, 1515, apo. 402.

Leia mais

Pobreza e Desigualdade de Renda no Brasil Rural: Uma Análise da Queda Recente 1

Pobreza e Desigualdade de Renda no Brasil Rural: Uma Análise da Queda Recente 1 POBREZA E DESIGUALDADE DE RENDA NO BRASIL RURAL: UMA ANÁLISE DA QUEDA RECENTE seven.helfand@ucr.edu Apresenação Oral-Evolução e esruura da agropecuária no Brasil STEVEN M. HELFAND 1 ; RUDI ROCHA 2 ; HENRIQUE

Leia mais

exercício e o preço do ativo são iguais, é dito que a opção está no dinheiro (at-themoney).

exercício e o preço do ativo são iguais, é dito que a opção está no dinheiro (at-themoney). 4. Mercado de Opções O mercado de opções é um mercado no qual o iular (comprador) de uma opção em o direio de exercer a mesma, mas não a obrigação, mediane o pagameno de um prêmio ao lançador da opção

Leia mais

Universidade Federal de Lavras

Universidade Federal de Lavras Universidade Federal de Lavras Deparameno de Ciências Exaas Prof. Daniel Furado Ferreira 8 a Lisa de Exercícios Disribuição de Amosragem 1) O empo de vida de uma lâmpada possui disribuição normal com média

Leia mais

Boom nas vendas de autoveículos via crédito farto, preços baixos e confiança em alta: o caso de um ciclo?

Boom nas vendas de autoveículos via crédito farto, preços baixos e confiança em alta: o caso de um ciclo? Boom nas vendas de auoveículos via crédio faro, preços baixos e confiança em ala: o caso de um ciclo? Fábio Auguso Reis Gomes * Fabio Maciel Ramos ** RESUMO - A proposa dese rabalho é conribuir para o

Leia mais

HIPÓTESE DE CONVERGÊNCIA: UMA ANÁLISE PARA A AMÉRICA LATINA E O LESTE ASIÁTICO ENTRE 1960 E 2000

HIPÓTESE DE CONVERGÊNCIA: UMA ANÁLISE PARA A AMÉRICA LATINA E O LESTE ASIÁTICO ENTRE 1960 E 2000 HIPÓTESE DE CONVERGÊNCIA: UMA ANÁLISE PARA A AMÉRICA LATINA E O LESTE ASIÁTICO ENTRE 1960 E 2000 Geovana Lorena Berussi (UnB) Lízia de Figueiredo (UFMG) Julho 2010 RESUMO Nesse arigo, invesigamos qual

Leia mais

TAXA DE CÂMBIO, RENDA MUNDIAL E EXPORTAÇÕES DE CALÇADOS: UM ESTUDO PARA ECONOMIA CEARENSE

TAXA DE CÂMBIO, RENDA MUNDIAL E EXPORTAÇÕES DE CALÇADOS: UM ESTUDO PARA ECONOMIA CEARENSE TAXA DE CÂMBIO, RENDA MUNDIAL E EXPORTAÇÕES DE CALÇADOS: UM ESTUDO PARA ECONOMIA CEARENSE José freire Júnior Insiuo de Pesquisa e Esraégia Econômica do Ceará jose.freire@ipece.ce.gov.br fone: (85) 30.35

Leia mais

FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE ECONOMIA DE SÃO PAULO RICARDO SÁVIO DENADAI HÁ HYSTERESIS NO COMÉRCIO EXTERIOR BRASILEIRO? UM TESTE ALTERNATIVO

FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE ECONOMIA DE SÃO PAULO RICARDO SÁVIO DENADAI HÁ HYSTERESIS NO COMÉRCIO EXTERIOR BRASILEIRO? UM TESTE ALTERNATIVO FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS ESCOLA DE ECONOMIA DE SÃO PAULO RICARDO SÁVIO DENADAI HÁ HYSTERESIS NO COMÉRCIO EXTERIOR BRASILEIRO? UM TESTE ALTERNATIVO SÃO PAULO 2007 Livros Gráis hp://www.livrosgrais.com.br

Leia mais

MUDANÇAS CAMBIAIS E O EFEITO DOS FATORES DE CRESCIMENTO DAS RECEITAS DE EXPORTAÇÕES BRASILEIRAS DE SOJA 1 2

MUDANÇAS CAMBIAIS E O EFEITO DOS FATORES DE CRESCIMENTO DAS RECEITAS DE EXPORTAÇÕES BRASILEIRAS DE SOJA 1 2 Sonia Sueli Serafim de Souza, Janice Alves Lamera, ISSN 1679-1614 Sandra Crisina de Moura Bonjour & Adriano Marcos Rodrigues Figueiredo MUDANÇAS CAMBIAIS E O EFEITO DOS FATORES DE CRESCIMENTO DAS RECEITAS

Leia mais

O EFEITO DIA DE VENCIMENTO DE OPÇÕES NA BOVESPA REVISITADO

O EFEITO DIA DE VENCIMENTO DE OPÇÕES NA BOVESPA REVISITADO O EFEITO DIA DE VENCIMENTO DE OPÇÕES NA BOVESPA REVISITADO Newon C. A. da Cosa Jr., Milon Biage Deparameno de Economia, UFSC Waldemar Ferreira e Marco Goular Deparameno de Adminisração, UFAM Curso de Pós-Graduação

Leia mais

CONSUMO DE BENS DURÁVEIS E POUPANÇA EM UMA NOVA TRAJETÓRIA DE COMPORTAMENTO DO CONSUMIDOR BRASILEIRO RESUMO

CONSUMO DE BENS DURÁVEIS E POUPANÇA EM UMA NOVA TRAJETÓRIA DE COMPORTAMENTO DO CONSUMIDOR BRASILEIRO RESUMO CONSUMO DE BENS DURÁVEIS E POUPANÇA EM UMA NOVA TRAJETÓRIA DE COMPORTAMENTO DO CONSUMIDOR BRASILEIRO VIVIANE SEDA BITTENCOURT (IBRE/FGV) E ANDREI GOMES SIMONASSI (CAEN/UFC) RESUMO O rabalho avalia a dinâmica

Leia mais

Do modelo neo-clássico de crescimento de Solow ao Modelo de Vantagens Competitivas Dinâmicas

Do modelo neo-clássico de crescimento de Solow ao Modelo de Vantagens Competitivas Dinâmicas Do modelo neo-clássico de crescimeno de Solow ao Modelo de Vanagens Compeiivas Dinâmicas Por Anónio Rebelo de Sousa SINOPSE O presene arigo preende explicar as conribuições posiivas, bem como as limiações,

Leia mais

Análise de transmissão de preços do mercado atacadista de melão do Brasil

Análise de transmissão de preços do mercado atacadista de melão do Brasil Análise de ransmissão de preços do mercado aacadisa de melão do Brasil *Rodrigo de Oliveira Mayorga **Ahmad Saeed Khan ***Ruben Dario Mayorga ****Parícia Verônica Pinheiro Sales Lima *****Mario Anônio

Leia mais

MÉTODO MARSHALL. Os corpos de prova deverão ter a seguinte composição em peso:

MÉTODO MARSHALL. Os corpos de prova deverão ter a seguinte composição em peso: TEXTO COMPLEMENTAR MÉTODO MARSHALL ROTINA DE EXECUÇÃO (PROCEDIMENTOS) Suponhamos que se deseje dosar um concreo asfálico com os seguines maeriais: 1. Pedra 2. Areia 3. Cimeno Porland 4. CAP 85 100 amos

Leia mais

ANÁLISE ESTRUTURAL DA SÉRIE DE PREÇOS DO SUÍNO NO ESTADO DO PARANÁ, 1994 A 2007

ANÁLISE ESTRUTURAL DA SÉRIE DE PREÇOS DO SUÍNO NO ESTADO DO PARANÁ, 1994 A 2007 ANÁLISE ESTRUTURAL DA SÉRIE DE PREÇOS DO SUÍNO NO ESTADO DO PARANÁ, 994 A 7 ALAN FIGUEIREDO DE ARÊDES; MATHEUS WEMERSON GOMES PEREIRA; MAURINHO LUIZ DOS SANTOS; UNIVERSIDADE FEDERAL DE VIÇOSA VIÇOSA -

Leia mais

Relações de troca, sazonalidade e margens de comercialização de carne de frango na Região Metropolitana de Belém no período 1997-2004

Relações de troca, sazonalidade e margens de comercialização de carne de frango na Região Metropolitana de Belém no período 1997-2004 RELAÇÕES DE TROCA, SAZONALIDADE E MARGENS DE COMERCIALIZAÇÃO DE CARNE DE FRANGO NA REGIÃO METROPOLITANA DE BELÉM NO PERÍODO 1997-2004 MARCOS ANTÔNIO SOUZA DOS SANTOS; FABRÍCIO KHOURY REBELLO; MARIA LÚCIA

Leia mais

Eficácia das Intervenções do Banco Central do Brasil sobre a Volatilidade Condicional da Taxa de Câmbio Nominal

Eficácia das Intervenções do Banco Central do Brasil sobre a Volatilidade Condicional da Taxa de Câmbio Nominal Eficácia das Inervenções do Banco Cenral do Brasil sobre a Volailidade Condicional da Taxa de Câmbio Nominal Fernando Nascimeno de Oliveira, Alessandra Plaga Conens: Keywords: 1. Inrodução; 2. Dados; 3.

Leia mais

EFEITO DA VARIAÇÃO DOS PREÇOS DA MANDIOCA EM ALAGOAS SOBRE O VALOR BRUTO DA PRODUÇÃO 1

EFEITO DA VARIAÇÃO DOS PREÇOS DA MANDIOCA EM ALAGOAS SOBRE O VALOR BRUTO DA PRODUÇÃO 1 ISSN 188-981X 18 18 EFEITO DA VARIAÇÃO DOS PREÇOS DA MANDIOCA EM ALAGOAS SOBRE O VALOR BRUTO DA PRODUÇÃO 1 Effec of cassava price variaion in Alagoas over producion gross value Manuel Albero Guiérrez CUENCA

Leia mais

PREVISÃO DE DEMANDA: UMA APLICAÇÃO DOS MODELOS BOX- JENKINS NA ÁREA DE ASSISTÊNCIA TÉCNICA DE COMPUTADORES PESSOAIS

PREVISÃO DE DEMANDA: UMA APLICAÇÃO DOS MODELOS BOX- JENKINS NA ÁREA DE ASSISTÊNCIA TÉCNICA DE COMPUTADORES PESSOAIS PREVISÃO DE DEMANDA: UMA APLICAÇÃO DOS MODELOS BOX- JENKINS NA ÁREA DE ASSISTÊNCIA TÉCNICA DE COMPUTADORES PESSOAIS Liane Werner Deparameno de Esaísica, Universidade Federal do Rio Grande do Sul, Rua Beno

Leia mais

Insper Instituto de Ensino e Pesquisa Programa de Mestrado Profissional em Economia. Bruno Russi

Insper Instituto de Ensino e Pesquisa Programa de Mestrado Profissional em Economia. Bruno Russi Insper Insiuo de Ensino e Pesquisa Programa de Mesrado Profissional em Economia Bruno Russi ANÁLISE DA ALOCAÇÃO ESTRATÉGICA DE LONGO PRAZO EM ATIVOS BRASILEIROS São Paulo 200 Bruno Russi Análise da alocação

Leia mais