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

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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).

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