A COMERCIALIZAÇÃO DE MAÇÃS NO ATACADO E SUA RELAÇÃO COM OUTRAS FRUTAS

Transcrição

1 A COMERCIALIZAÇÃO DE MAÇÃS NO ATACADO E SUA RELAÇÃO COM OUTRAS FRUTAS adsilva@esalq.usp.br Apresentação Oral-Comercialização, Mercados e Preços ADRIANA FERREIRA SILVA; SÍLVIA HELENA GALVÃO DE MIRANDA; MIRIAN RUMENOS PIEDADE BACCHI. ESALQ/USP, PIRACICABA - SP - BRASIL. A COMERCIALIZAÇÃO DE MAÇÃS NO ATACADO E SUA RELAÇÃO COM OUTRAS FRUTAS Grupo de Pesquisa: 1. Comercialização, mercado e preços Resumo: O principal objetivo deste estudo foi analisar a comercialização de variedades de maçãs no atacado da Ceagesp, entre 1996 e Utilizaram-se índices de sazonalidade e a estimação de elasticidades de transmissão de preços empregando modelos de transferência. As relações de longo prazo foram determinadas através do teste de co-integração. Verificou-se relação de causalidade entre os preços de maçã no atacado e da banana, pêra e melão amarelo. No caso da maçã, foram identificadas relações de substituição entre as variedades, com elasticidades de transmissão de preço contemporâneas significativas. Relações de complementaridade também foram identificadas entre essas frutas e o melão amarelo. Palavras-chaves: maçã, preços, elasticidade de transmissão, causalidade. Abstract: The main goal of this study was to analyze the commercialization of some varieties of apples in the wholesale market of Ceagesp, between 1996 and Seasonality indexes were used as well as the estimation of elasticities of price transmission through transfer models. The long-run relationship between variables was determined by co-integration tests. Causality relation was found between apple wholesale prices and bananas, pears and yellow melons. In the case of apples, substitution was identified between their different varieties, with the elasticities of price transmission significant. Complementarity was also found between yellow mellon and the other fruits markets. Key Words: apple, prices, elasticity of transmission, causality. INTRODUÇÃO 1

2 A maçã é a fruta mais importante de clima temperado, comercializada fresca, no mercado nacional. Seu volume consumido é superado apenas pela banana e pela laranja, dado que, historicamente, a fruticultura brasileira esteve centrada nessas duas frutas tropicais (Correia & Miranda, 2006). A partir da década de 70, a maçã despontou com importância ainda maior no mercado interno, devido ao aumento da produção no Rio Grande do Sul e à oferta de variedades importadas principalmente da Argentina. Na Pesquisa de Orçamentos Familiares de 2000/2003 (POF/IBGE), a maçã continua como a fruta temperada de maior consumo médio na cesta das famílias brasileiras, com 1,684 kg/per capita/ano, em um total de 2,928 kg/p.c./ano para frutas temperadas. Este consumo é ultrapassado apenas pelas frutas tropicais: banana-prata (2,746kg), melancia (2,456 kg), laranja-pêra (2,194kg), banana-d água (1,853 kg) e mamão (1,847kg). Paralelamente a produção brasileira de maçã tem aumentado significativamente nas últimas três décadas, permitindo que o Brasil passasse de importador a exportador líquido em volume comercializado da fruta. Segundo o Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística IBGE, em 1981 eram produzidas cerca de 67,25 mil toneladas, saltando para 330,75 mil toneladas após 10 anos. A produção atingiu seu máximo nesse período, 1,15 milhão de toneladas em 2000, quando se registrou um destacado aumento na produtividade. Em 2007, a produção brasileira passou de 1,11 milhão de toneladas. Perez et al. (1998) ressaltam a importância da região Metropolitana de São Paulo como o maior mercado consumidor e formador de preços da maçã no mercado nacional e destacam que foi de grande relevância a mudança qualitativa que resultou de uma maior entrada de produto nacional, das variedades Fuji e Gala (as mais exportadas também), deslocando parte do mercado da Red Delicious argentina. Observando-se os dados de comercialização das maçãs Fuji, Gala, Golden e Red Delicious, é possível avaliar, em particular para o caso da maçã Gala, a sua relação com seu período de produção. Nas Figuras 1 e 2 observam-se os Índices de Sazonalidade 1 para os volumes e preços de comercialização de maçãs na Companhia de Entrepostos e Armazéns Gerais de São Paulo (Ceagesp), em São Paulo, importante centro distribuidor, representativo do mercado consumidor % Fugi Gala Golden Red Dell 0 Janeiro Fevereiro Abril Maio Junho Julho Agosto Setembro Outubro Novembro Dezembro 1 Os Índices de Sazonalidade foram calculados usando o método das médias móveis geométricas, conforme explicado em Hoffmann (1991). 2

3 Figura 1 Índice de sazonalidade de comercialização das maças Fuji, Gala e Red Delicious na Ceagesp. Janeiro/1995 a Maio/2006 (Fonte: elaborado a partir de dados Ceagesp). Nota-se que a variedade Gala concentra sua comercialização entre os meses de fevereiro e junho e é complementada na Ceagesp, quando sua comercialização se reduz, pelas quantidades maiores de Fuji e Red Delicious (maçã importada) nos períodos de julho a dezembro. Padrão diferente é o dos volumes da Golden na Ceagesp, que é relativamente constante ao longo de todo ano. As médias indicadas pelos índices de sazonalidade foram calculadas para um período de mais de 11 anos (De janeiro de 1995 a maio de 2006). O índice de sazonalidade dos preços reflete o volume ofertado mensalmente no mercado das diferentes variedades de maças. Assim o preço de uma variedade é reflexo não só de seu volume disponível mas também da oferta de sua substituta mais próxima. Portanto, analisando os índices de sazonalidade (Figuras 1 e 2) pode-se não verificar uma relação tão fortemente contrária de quantidade ofertada versus preço de mercado % Fugi Gala Golden Red Dell Janeiro Fevereiro Abril Maio Junho Julho Agosto Setembro Outubro Novembro Dezembro Figura 2 - Sazonalidade dos preços de comercialização das maças Fuji, Gala e Red Delicious na Ceagesp. Janeiro/1995 a Maio/2006 (Fonte: elaborado a partir de dados Ceagesp). No período analisado, o maior volume mensal de maçã comercializado no atacado da Ceagesp de São Paulo, bem como o maior volume anual acumulado, consiste em maçã da variedade Gala, enquanto os menores volumes são da Golden (Figura 3). 600, ,000 Cx 18 kg 400, , , ,000 0 Jan-95 Jul-95 Jan-96 Jul-96 Jan-97 Jul-97 Jan-98 Jul-98 Jan-99 Jul-99 Jan-00 Jul-00 Jan-01 Jul-01 Jan-02 Jul-02 Jan-03 Jul-03 Jan-04 Jul-04 Jan-05 Jul-05 Jan-06 Fuji Gala Golden Red Del 3

4 Figura 3 - Volumes comercializados de maçã nacional e da Red Delicious (importada) na CEAGESP. Jan/1995-Maio/2006 (Caixas de 18 kg). Fonte: dados primários da Ceagesp. Em relação à substitutibilidade e complementaridade no mercado de frutas brasileiro, pouco foi encontrado em registros na literatura especializada. Aquino e Benitez (2005) ressaltam que o desempenho excelente das exportações de maçã em 2004 e a redução da oferta de frutas tropicais do Nordeste brasileiro na época teriam favorecido a comercialização da maçã no mercado interno. Os autores comentam que a maçã não tem substituto perfeito, embora tenha nas frutas tropicais suas fortes concorrentes. Ainda, observam que a pêra seria uma forte candidata a substituí-la, contudo se deteriora muito rapidamente. Na Figura 4, verificam-se as quantidades comercializadas na Ceagesp, mensalmente, para a banana nanica, que apresenta um volume relativamente estável ao longo de todo o ano. Diferentemente, o comportamento da Pêra Willians, que oscila muito nos diferentes meses do ano e do melão amarelo, que, embora não tão sazonal quanto a pêra, também apresenta variações acentuadas em termos de quantidades vendidas no atacado de São Paulo jan/95 jul/95 jan/96 jul/96 jan/97 jul/97 Toneladas jan/98 jul/98 jan/99 jul/99 jan/00 jul/00 jan/01 jul/01 jan/02 jul/02 jan/03 jul/03 jan/04 jul/04 jan/05 jul/05 jan/06 Banana nanica Melão amarelo Pera Willians Figura 4 - Volumes mensais comercializados na Ceagesp de Banana Nanica, Melão Amarelo e Pêra Willians (Toneladas). Jan/1995-Maio/2006. Dados da Ceagesp. OBJETIVO Este estudo tem como principal objetivo analisar a comercialização de maçã no mercado atacadista paulista, com base nos dados de distribuição da fruta na Ceagesp, em São Paulo. Buscou-se analisar a transmissão de preços no atacado, avaliando a relação do 4

5 mercado de maçã com o de outras frutas. Portanto, avaliou-se o comportamento dos preços das diferentes variedades, inclusive importadas, sua sazonalidade, o grau de substituição ou complementaridade entre as variedades e quais os fatores determinantes nesse mercado. A comercialização de produtos hortifrutigranjeiros ainda é um tema relativamente pouco explorado do ponto de vista de estudos econométricos. Isto se dá não só pela dificuldade de obtenção de dados, mas também porque como produtos de consumo basicamente in natura, este é pulverizado e o registro de dados acaba sendo mais complexo do que para produtos que se destinam à indústria. METODOLOGIA A estimação da elasticidade de transmissão de preços teve como base os modelos formulados por Haugh e Box (1977). Segundo Margarido e Souza (1998) esse método tem a vantagem de determinar não somente a existência ou não da causalidade entre as variáveis, mas também seu respectivo sentido. O número de defasagens incluídas nas regressões foi definido a partir da modelagem do tipo geral para o específico, em que a regressão estimada inclui um número grande de defasagens, que vão sendo eliminadas continuamente até o coeficiente da última defasagem apresentar-se não-significativo e, simultaneamente, a regressão não apresentar problemas de autocorrelação residual. A estacionariedade e a ordem de integração das séries foram determinadas a partir do teste de Dickey-Fuller Aumentado (ADF), cujos valores críticos dos testes para raiz unitária são apresentados em Fuller (1976) e Dickey e Fuller (1981). Com a finalidade de auxiliar na definição correta do modelo para o teste (incluindo ou não termos determinísticos) adotou-se o procedimento sequencial proposto por Enders (1995). O processo que melhor explica a dinâmica temporal das séries, foi definido a partir dos modelos Auto-regressivos Integrados de Médias Móveis (ARIMAs) formulados por Box & Jenkins (1976). Sabendo da existência natural de componentes sazonais nas séries de preço, testou-se a hipótese de que um modelo ARIMA sazonal ou SARIMA seria mais adequado para explicar a dinâmica das séries. A relação de longo prazo entre as variáveis foi determinada a partir de duas formas. Para os modelos bivariados, utilizou-se o teste de co-integração de Engle-Granger (1987). Identificada a integração de primeira ordem, o teste de Engle-Granger buscar estimar a relação de equilíbrio de longo prazo entre duas variáveis através da estimativa de modelos contendo tendência, constante e variáveis em nível, sendo o número de defasagens da variável dependente determinado com base na significância do teste Q. No caso de modelos multivariados, em que existe a possibilidade de mais de um vetor de cointegração, utilizou-se o teste de co-integração de Johansen (1988). Quando as variáveis são co-integradas existe um modelo de correção de erro que mostra a velocidade em que as variáveis convergem para uma situação de equilíbrio de longo prazo. Assim, incorporou-se o termo de erro (TCE) nos modelos da função de transferência, os quais passam a ser denominados modelos de correção de erro (MCE). Portanto, pode-se tratar o termo de erro correspondente às séries testadas como cointegradas, como um "erro de equilíbrio", e pode-se usar esse erro para ligar o comportamento das séries a curto prazo com seus valores a longo prazo, tratando-o como 5

6 um Mecanismo de Correção de Erros, que corrige quanto ao desequilíbrio. O resíduo deste novo modelo, por sua vez, deve ser um ruído branco. Para o caso dos modelos bivariados, utilizou-se o modelo de correção de erro de Engle Granger, em que o resíduo da regressão estimada (TCE) foi incorporado nos modelos de função de transferência. Para os modelos multivariados, o modelo de correção de erro ajustado baseou-se no número de raízes características diferentes de zero no teste de Johansen (1988). Os dados empregados na análise foram disponibilizados pela Ceagesp, na forma de médias mensais dos dados coletados diariamente, compreendendo volumes e preços de comercialização de diferentes variedades de maçãs (Gala, Golden, Fuji, nacionais e a Red Delicious, importada), bem como dados de comercialização de pêra Williams, melão amarelo e banana nanica, para o período de 1996 a RESULTADOS Os resultados dos testes de Dickey-Fuller Aumentado (ADF), são apresentados na Tabela 1. A definição do modelo para cada série (incluindo ou não a constante e a tendência determinística) foi feita através da seqüência do teste de raiz unitária, paralelamente à eliminação de autocorrelação residual através da inserção de desasagens (p). Todas as séries foram transformadas para a forma logarítmica, de modo que os coeficientes estimados já apontaram diretamente as elasticidades. Para as séries de preço das frutas em nível (Modelo 1), verificou-se a presença de raiz unitária em todas as séries. Ao se analisar as séries na primeira diferença e realizar novos testes de raiz unitária (Modelo 2), constatou-se a rejeição da hipótese nula de raiz unitária, concluindo-se que as séries de preços para as frutas estudadas são integradas de ordem um "I(1)". Tabela 1 - Resultados dos testes de raiz unitária de Dickey-Fuller para os preços reais das Modelo 1* frutas Modelo 2** Variável Valor de p τβτ ττ ταµ τµ τ τ LP 12-0,988-1,266 0,841-0,877 1,395 5,566 LRD 9 1,501 2,262 1,758-1,901-1,341-7,506 LGO 6 0,367-2,708 2,644-2,878-1,16-6,835 LGA 9 0,55-2,412 2,696-2,9-1,244-7,711 LF 7 0,175-2,258 2,368-2,523-0,939-7,46 LMA 9-1,111-2,784 2,729-2,809-1,198-7,833 LB 7-2,764-3,803 2,579-2,675-1,23-4,692 Fonte: Resultados do trabalho. Legenda: LP = logaritmo dos preços da pêra; LRD = log. preço da maçã Red Delicious (importada); LGO = log. preço da maçã Golden; LGA = log. preço da maçã Gala; LF= log. preço maçã Fuji; LMA = melão amarelo, LB = log.preço banana. Como descrito por Freitas, Margarido e Barbosa (2001) um dos requisitos para usar os modelos da função de transferência é que as variáveis sejam estacionárias, e já que os testes mostraram a existência de uma raíz unitária, sendo, portanto todas integradas de ordem 1, foi necessário estimar os modelos de função de transferência com as séries na primeira diferença. 6

7 Em todos os casos as funções de transferência estimadas foram norteadas pelos resultados da correlação cruzada que apontaram o sentido de causalidade, considerando como variável dependente a série de preços que é causada e utilizando as demais séries, que causam a série dependente, como explanatórias. A tabela A1 (Anexo) contém todas as relações entre as séries de preços das frutas estudadas. Apesar de todos os modelos de função de transferência apresentarem modelo de ruído, seus resultados não serão expostos em detalhe 2, já que principal objetivo deste trabalho consiste na análise das funções de transferência. As relações que não se mostraram significativas não são apresentadas. Considerando a relação entre a série de preços da maçã Golden (variável dependente) e da Gala constatou-se que variações no preço de comercialização da Gala na Ceagesp são transmitidas em torno de 14,7% para os preços da Golden, sem defasagem temporal. Quando se considera a relação entre esta variedade e a importada (Red Delicious), a transmissão contemporânea foi em torno de 10,5%. Já a relação de transmissão contemporânea de variações de preços entre a Golden e a banana nanica não se mostrou significativa. Ao se analisar a relação entre os preços da maça Golden com a Gala e Red Delicious, consideradas concomitantemente como explanatórias, os resultados permitiram concluir a existência de uma redução no grau de transmissão contemporânea do preço da Gala para o da Golden, passando a cerca de 13,5%. Já os efeitos dos preços da Red Delicious sobre os preços da Golden passaram a ser não significativos. Quando se avalia a função de transferência da série de preços da banana nanica, os resultados mostram que somente variações nos preços da Red Delicious são instantaneamente transmitidas para os preços da banana, apresentando em todos os casos, uma elasticidade negativa e menor que a unidade, indicando uma relação de complementaridade entre as frutas. O modelo de função de transferência para o preço da maçã Gala como variável dependente e o preço da importada como variável explicativa, mostrou que variações nos preços deste produto foram transmitidas em cerca de 28%, sem defasagem temporal, para o preço da Gala. Quando se substitui a Red Delicious pela pêra como variável explicativa, a elasticidade de transmissão apresentou uma magnitude significativamente menor, em torno de 7%. Ao se estimar a função de transferência considerando as duas variáveis explanatórias, a pêra e a Red Delicious, para os preços da maçã Gala, constatou-se que a elasticidade para o caso da transmissão de preços da Red Delicious caiu para 27%, enquanto o coeficiente da elasticidade de transmissão do preço da pêra tornou-se não significativo. No caso do preço da pêra como dependente, apenas o coeficiente da elasticidade de transmissão da maçã Red Delicious mostrou-se significativo, indicando uma transmissão contemporânea em torno de 21% de suas variações de preços para os da pêra. As mais altas elasticidades de transmissão de preços contemporâneas foram obtidas ao se considerar a maçã Fuji como variável dependente. As variações nos preços da Gala, 2 De acordo com Margarido e Souza (1998) a existência de um modelo de ruído indica que, por algum motivo, não foram acrescentadas todas as variáveis relevantes para explicar o comportamento da variável endógena na elaboração da função de transferência. Assim, o modelo de ruído age incorporando todos os demais aspectos relevantes para a explicação da variável endógena. 7

8 Golden e Red Delicious se transmitem instantaneamente para os preços da Fuji na magnitude de 51,12%, 64,55% e 48,82% respectivamente, quando consideradas os efeitos das três variáveis estimados separadamente. Quando se estimaram funções de transferência para a Fuji considerando as três variedades conjuntamente como explanatórias, constatouse que as elasticidades permaneceram significativas, embora inferiores em todos os casos, respectivamente 23%, 40% e 34% para a Gala, Golden e Red Delicious. Em relação às funções de transferência para a série de preços do melão amarelo, os resultados dos modelos da função de transferência, quando considerada individualmente cada explicativa, permitiram concluir que os preços da Gala, Golden, Red Dell e Pêra foram transmitidos no curto prazo para os preços do melão, em magnitudes de -36,92%, - 47,71%, -3,47% e -20,77%, respectivamente, o que demonstra que a série de preços da maçã Golden tem a maior força no sentido de transmitir seus preços para o melão. Além disso, em todos os casos, verificou-se o sinal negativo desses parâmetros, o que indica uma relação de complementaridade entre as frutas selecionadas e o melão amarelo. Ao se considerar as maçãs Gala, Golden e a pêra como variáveis explicativas na função de transferência do melão, constatou-se que o sinal dos coeficientes estimados permaneceu negativo, indicando uma relação de complementaridade entre as maçãs e pêra com a comercialização do melão no atacado. Em relação às maçãs Gala e Golden, as elasticidades contemporâneas de transmissão caíram para -28,11% e -30,21% e a da pêra se elevou em valores absolutos para -25,75%. As demais relações 3 do melão amarelo permaneceram significativas e, como esperado, com suas magnitudes variando pouco. Dado que todas as séries de preços apresentaram-se estacionárias na primeira diferença, ou seja, integradas de mesma ordem, realizaram-se testes de co-integração com objetivo de verificar a existência de relações de longo prazo. Para os casos em que se considerou a análise de co-integração entre duas variáveis, o teste realizado foi o de Engle- Granger, sendo o número de defasagens da variável dependente determinado com base na significância do teste Q. Os resultados dos testes t referentes aos modelos de regressão, apresentados na Tabela 2 mostraram que os termos deterministas de tendência e de constante foram todos significativos, exceto a tendência para a maçã Golden como variável dependente. Já os coeficientes das variáveis explicativas: Gala, Golden e Red Delicious em relação à série de preços do melão (variável dependente) apresentou baixa significância, enquanto que a maçã Fuji e a banana mostraram coeficientes significativos como variáveis explanatórias. Nas regressões com a banana nanica como variável dependente, os coeficientes para a maçã importada e a pêra foram não significativos. 3 Em nenhum caso foi considerada a relação entre mais de três variáveis, para não se incorrer em problemas de multicolinearidade. 8

9 Tabela 2 - Estimação das equações dos modelos de longo prazo Variável endógena Variável exógena Coeficiente Desvio Padrão Teste t Estimado Tendência * Melão Amarelo Constante * Maçã Fuji * Tendência ** Melão Amarelo Constante * Banana * Tendência * Melão Amarelo Constante * Maçã Golden Tendência * Melão Amarelo Constante * Pêra ** Tendência Maçã Golden Constante Banana * Tendência Maçã Golden Constante Maçã Gala * Tendência Maçã Golden Constante Maçã Red Dell Tendência * Banana Constante * Maçã Gala *** Fonte: Resultados do trabalho. Nota:*significativo a 1,0%, **significativo a 5,0%, ***significativo a 10,0%. Os resultados dos testes de raiz unitária para os resíduos das regressões estimadas apontaram no sentido de não-rejeição da hipótese de resíduos estacionários. Ou seja, as variáveis listadas na tabela apresentaram-se co-integradas. As demais relações de curto prazo, descritas anteriormente pelas funções de transferência, não se confirmaram no longo prazo. Os resultados do testes de co-integração de Johansen (1988), apresentados na Tabela A2 (Anexo) permitiram concluir a existência de relações de longo prazo apenas entre as variáveis descritas na tabela. Assim como ocorrido no teste de co-integração de Engle-Granger, nem todas as relações de curto prazo descritas pelas funções de transferência se confirmaram no longo prazo. Dado que o teste de co-integração indicou a existência de vetores de co-integração em um número inferior ao número de variáveis, então necessariamente existe um modelo 9

10 vetorial de correção de erro, que expressa a velocidade em que o comportamento das variáveis converge para uma situação de equilíbrio de longo prazo. Os resultados dos modelos bivariados, que utilizaram o mecanismo de correção de erro de Engle-Granger, são apresentados ns Tabela 3. As estimativas do termo de correção de erro expressam o quanto dos desequilíbrios de longo prazo é corrigido em um período. Assim com magnitudes variando entre 7% a 20% nos casos analisados acima, os resultados permitem inferir que os desequilíbrios entre as variáveis de cada modelo tendem a ser lentamente corrigidos em um período de tempo, nesse caso um mês. Tabela 3 - Estimativas dos parâmetros do Modelo com Correção de Erro (Mecanismo de Granger) Variável dependente Variáveis Explicativas MELÃO FUJI BANANA GALA GOLDEN RED DEL PERA ω 0 0,3654-0,2203 TCE(1) -0, , ω 0-0,5413-0,1115 TCE(1) -0, , ω0-0,914-0,199 TCE(1) -0, , GOLDEN FUJI BANANA GALA MELÃO RED DEL PERA ω 0 0,0526-0,0645 TCE(1) -0, , ω 0 0,1216-0,0476 TCE(1) -0, , ω 0 0,1608-0,058 TCE(1) -0, , BANANA FUJI GOLDEN GALA MELÃO RED DEL PERA ω 0 0,0135-0,0564 TCE(1) -0, , ω0-0,0903-0,0629 TCE(1) -0, , Ω 0 0,022-0,042 TCE(1) -0, ,0296 Fonte: Resultados do trabalho. Nota: Essa tabela contém apenas as relações co-integradas. Os resultados entre parênteses representam o desvio padrão das estimativas. - - Na Tabela 4 são apresentados os resultados para os modelos de correção de erro, que utilizaram o mecanismo de Johansen (1988). Como em todos os casos a relação entre as variáveis apresentou dois vetores de co-integração, foram inseridos dois vetores de correção no modelo. 10

11 Tabela 4 - Estimativas dos parâmetros do Modelo de Correção de Erro (Mecanismo de Johansen) Variável dependente Variáveis Explicativas Melão Banana Gala Golden Red Del Pera Fuji ω 0 0,257-0,356-0,218-0,147 TCE(1) -0,097-0,055 TCE(2) 0,024-0, ω 0 0,19-0,307-0,212-0,103 TCE(1) -0,133-0,056 TCE(2) Golden Banana Gala Melão Red Del Pera Fuji ω 0 0,019 0,091-0,07-0,065 TCE(1) -0,035-0,015 TCE(2) -0,081-0, ω 0 0,214 0,005-0,043-0,052 TCE(1) -0,226-0,045 TCE(2) - 0,067-0, Banana Golden Gala Melão Red Del Pera Fuji ω 0-0,047 0,01-0,07-0,049 TCE(1) -0,003-0,005 TCE(2) - -0,014-0, Fonte: Resultados do trabalho. Nota: Os resultados entre parênteses representam o desvio padrão das estimativas. Nos modelos de correção de erro estimados para o melão amarelo, verificou-se que em ambas as funções a elasticidade de transmissão de curto prazo para a série de preços da banana foi não significativa. Já as respectivas elasticidades de transmissão da maçã Gala e da Red Delicious apresentaram-se significativas e iguais a 35,6% e 30,7%. Já a correção dos desequilíbrios de longo prazo variou entre 0% e 13,3%, indicando um lento ajuste do desequilíbrio nesses mercados. Considerando os modelos de correção de erro da Golden, constatou-se que ao se utilizar a série de preços da maçã importada e da banana conjuntamente como variáveis 11

12 explicativas, o coeficiente estimado da banana foi não significativo. Quando as variáveis explicativas inseridas foram a Gala e a Red Delicious, esta última tornou-se não significativa. Ambos resultados já haviam sido constatados no modelo de transferência. Em todos os casos os termos de correção de erro foram significativos, embora de baixas magnitudes, indicando que os desequilíbrios entre os mercados tendem a ser corrigidos lentamente. A última função estimada relacionou a banana (variável dependente) à maçã Gala e à pêra como variáveis explicativas. Nesse modelo os termos de correção de erro foram não significativos e os coeficientes muito baixos. Apenas a elasticidade de transmissão da série de preços da Gala apresentou-se significativa, com magnitude inferior a 5%. CONCLUSÕES A literatura econômica ainda carece de trabalhos econométricos analisando o mercado atacadista de frutas no Brasil, em particular que sejam voltados para as relações de substituição e complementaridade entre os diferentes produtos e variedades. Este trabalho tratou deste tema, com enfoque na comercialização da Ceagesp e no mercado de maçãs. Observou-se, ao longo de 1996 a 2006, que há um padrão de sazonalidade distinto entre as principais variedades dessa fruta. O maior volume comercializado na Ceagesp é da maçã Gala, vindo na seqüência a Red Delicious (importada), cujas quantidades decresceram nesse período, e a Fuji. A quantidade da Golden é bastante inferior às demais. O Índice de Sazonalidade de Preços reflete o volume ofertado no mercado, e indica que a Gala concentra sua comercialização nos meses de fevereiro a junho, sendo complementada nos meses de entressafra pela comercialização da Fuji e pela Red Delicious, particularmente entre julho e dezembro. Particularmente, a maçã importada mantém um índice de sazonalidade de volume relativamente constante ao longo do ano. No estudo econométrico, apesar da presença do modelo de ruído em todas as funções de transferência estimadas, de uma forma geral as elasticidades de transmissão de preços contemporâneas apresentaram-se responsáveis por montantes significativos na transferência de impactos. Entre as maçãs, no geral, foram identificadas relações de substituição. Contudo, também foram identificadas relações de complementaridade entre as frutas no atacado, como no caso da maçã importada, cujos preços se transmitem aos da banana, mas com elasticidade negativa. A complementaridade também foi observada pelas elasticidades obtidas entre os preços das variedades de maçã e pêra em relação aos do melão amarelo. Tanto os modelos de correção de erro por Engle-Granger quanto por Johansen indicaram velocidades de correção de desequilíbrios de longo prazo muito baixas, indicando um lento ajuste desse desequilíbrio nesses mercados. AGRADECIMENTOS: Os autores agradecem a cessão dos dados pelo pesquisador, engenheiro agrônomo Ocyr Gorenstein, da CEAGESP e ao apoio na coleta de informações e dos dados estatísticos pelos acadêmicos da ESALQ/USP, Luciana Junqueira Tavares Correia e Pedro Michelin, nos anos de 2006 e 2007, respectivamente. 12

13 ANEXO Tabela A1 - Estimativas dos Parâmetros do Modelo de Função de Transferência (contemporânea) 13

14 Variável dependente Variáveis Explicativas MAÇÃ GOLDEN F B GA MA RD P Ω 0 0,147 (dp) -0,0474 Ω 0 0,105 (dp) -0,059 ω 0 0,135 0,072 (dp) -0,049-0,06 ω 0 0,041 0,135 0,076 (dp) -0,066 0,049-0,06 BANANA F GO GA MA RD P ω 0-0,1143 (dp) -0,0656 ω 0 0,0052 (dp) -0,0428 ω 0 0,0247-0,1213 (dp) -0,0612-0,0685 ω 0-0,1141 0,0011 (dp) -0,0659-0,0424 MAÇÃ GALA F GO B MA RD P ω 0 0,2802 (dp) -0,0926 ω 0 0,0753 (dp) -0,0714 ω 0 0,2744 0,0469 (dp) -0,0938-0,0701 PERA F GO BA MA RD GA ω 0 0,2169 (dp) -0,1157 ω 0-0,0116 0,219 (dp) -0,1323-0,1178 FUGI PERA GOLDEN BANANA MA RED DELL GALA ω 0 0,6455 (dp) -0,1351 ω 0 0,4882 (dp) -0,0946 ω 0 0,5117 (dp) -0,0886 ω 0 0,3347 0,4327 (dp) -0,1343-0,091 ω 0 0,3798 0,3261 (dp) -0,0885-0,0922 ω 0 0,5502 0,4271 (dp) -0,1269-0,0884 ω 0 0,407 0,3492 0,2358 (dp) -0,1269-0,091 0,0874 continua: 14

15 continuação: MELÃO AMARELO FUJI BANANA GALA GOLDEN RED DELL PERA Ω 0-0,3692 (dp) -0,1436 Ω 0-0,4771 (dp) -0,2238 ω 0-0,0347 (dp) -0,1872 ω 0-0,2077 (dp) -0,1283 ω 0-0,5022-0,3053 (dp) -0,2054-0,1055 ω 0-0,3961-0,2256 (dp) -0,1245-0,0993 ω 0-0,2811-0,3021-0,2575 (dp) -0,153-0,2357-0,102 Nota: Os resultados entre parênteses representam o desvio padrão das estimativas. Em nenhum caso foi considerada a relação entre mais de três variáveis, para não se incorrer em problemas de multicolinearidade. Tabela A2 - Resultados do Teste de co-integração de Johansen sobre as séries de preços de atacado para frutas selecionadas. Variáveis Hipótese Nula Hipótese Alternativa λtraço Valor crítico* r 2 r = MA,B,GA r 1 r = r = 0 r = r 2 r = MA,B,P r 1 r = r = 0 r = r 2 r = GO,B,RD r 1 r = r = 0 r = r 2 r = GO,GA,RD r 1 r = r = 0 r = r 2 r = B,GA,P r 1 r = r = 0 r = Legenda: P = preço da pêra; RD = preço da maçã Red Del (importada); GO = preço da maçã Golden; GA = preço maçã Gala; F= preço maçã Fuji; MA = preço melão amarelo, B = preço banana. Fonte: Resultados do trabalho. REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS AQUINO, F. M. DE.; BENITEZ, R. M.. Cadeia produtiva da maçã: produção, armazenagem, comercialização, industrialização e financiamentos do BRDE na região sul do Brasil. Porto Alegre: BRDE, Disponível em: a.pdf. Acesso em: julho de

16 BOX, G. E. P. & JENKINS, G. M.. Time Series Analysis: forecasting and control. San Francisco: Holden-Day, p. CORREIA, J.T. ; MIRANDA, S.H.G. A Comercialização de Diferentes Variedades de Maçãs no Atacado de São Paulo. In: Simpósio Internacional de Iniciação Cientifica da USP (SIICUSP), 14, 2006, Piracicaba. Resumos... Piracicaba: ESALQ/USP, CD- Rom. DICKEY, D. A.; FULLER, W. A. Likelihood ratio statistics for auto-regressive time series with a unit root. Econometrica, v.49, n.4, p , Jul ENDERS, W. Applied Econometric Time Series. New York: John Wiley & Sons, Inc., p. ENGLE, R.; GRANGER, C.. Cointegration and error correction: representation, estimation and testing. Econometrica, v.55, n.2, Mar FULLER, W. A p. Introduction to statistical time series. New York: John Wiley, FREITAS, S.M.; MARGARIDO, M.A.; BARBOSA, M.Z.. Formação de Preços de Óleos Especiais no Mercado Internacional: Uma contribuição dos Modelos de Séries Temporais. In: Congresso Brasileiro de economia e Sociologia Rural, 39, 2001, Recife. Anais... Recife: SOBER, CD-ROM. HAUGH, Larry D.; BOX, George E. P. Identification of dynamic regression (distributed lag) models connecting two time series. Journal of the American Statistical Association, Washington, v.72, n.357, p , Mar HOFFMANN, R. Estatísticas para economistas. 2. ed. São Paulo: Pioneira, p. INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA - IBGE. Pesquisa de Orçamentos Familiares (POF) Rio de Janeiro: Diretoria de Pesquisas, Coordenação de Índices de Preços/IBGE Disponível em: Acesso em: 30 de outubro de INSTITUTO BRASILEIRO DE GEOGRAFIA E ESTATÍSTICA - IBGE. Levantamento sistemático da produção agrícola. Rio de Janeiro: IBGE. Disponível em: produção_agrícola(mensal)/2007_12.zip. Acesso em: dezembro JOHANSEN, S. Statistical analysis of cointegration vetors. Journal of Economic Dynamic and Control, v.12, n.2/3, p MARGARIDO, M. A.; SOUZA, L. L. S. Formação de Pecos da Soja no Brasil. Agricultura em São Paulo, São Paulo, v.45, n. 2, p , PEREZ, L.H. Maçã: evolução da produção e do comércio internacional no Brasil e no mundo na década de 90. Informações Econômicas, São Paulo, v.32, n.9, p.46-52, Set/

17 PEREZ, L. H.; GONÇALVES, J. S.; SOUZA, S. A. M. Substituição da maçã importada pela nacional: alterações na sazonalidade de preços e quantidades. Informações Econômicas, São Paulo, v.28, n.6, p.7-24, jun/