RISCO DE BASE E CAUSALIDADE NO MERCADO DE MILHO EM GRÃO NO BRASIL

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1 RISCO DE BASE E CAUSALIDADE NO MERCADO DE MILHO EM GRÃO NO BRASIL 1 Lucilio Rogerio Aparecido Alves Professor Doutor da Escola Superior de Agricultura Luiz de Queiroz (ESALQ/USP), Departamento de Economia, Administração e Sociologia. Pesquisador do Centro de Estudos Avançados em Economia Aplicada (Cepea-ESALQ/USP) [email protected] Geraldo Sant Ana de Camargo Barros Professor Titular da ESALQ/USP, Departamento de Economia, Administração e Sociologia. Coordenador Científico do Cepea-ESALQ/USP [email protected] Mirian Rumenos Piedade Bacchi Professora Associado da ESALQ/USP, Departamento de Economia, Administração e Sociologia. Pesquisadora do Cepea-ESALQ/USP [email protected] William Eduardo Bendinelli Graduando em Ciências Econômicas da ESALQ/USP [email protected] Tema de interesse: Estrutura de mercado, oferta, demanda e comportamento de preços

2 RISCO DE BASE E CAUSALIDADE NO MERCADO DE MILHO EM GRÃO NO BRASIL 1 Lucilio Rogerio Aparecido Alves Professor Doutor da Escola Superior de Agricultura Luiz de Queiroz (ESALQ/USP), Departamento de Economia, Administração e Sociologia. Pesquisador do Centro de Estudos Avançados em Economia Aplicada (Cepea-ESALQ/USP) [email protected] Geraldo Sant Ana de Camargo Barros Professor Titular da ESALQ/USP, Departamento de Economia, Administração e Sociologia. Coordenador Científico do Cepea-ESALQ/USP [email protected] Mirian Rumenos Piedade Bacchi Professora Associado da ESALQ/USP, Departamento de Economia, Administração e Sociologia. Pesquisadora do Cepea-ESALQ/USP [email protected] William Eduardo Bendinelli Graduando em Ciências Econômicas da ESALQ/USP [email protected] Tema de interesse: Estrutura de mercado, oferta, demanda e comportamento de preços

3 2 1 INTRODUÇÃO O objetivo deste artigo é analisar o risco e a causalidade no mercado de milho no Brasil, considerando o período de 2004 a 2011, que corresponde ao de maior dinâmica desta cadeia, com crescimento da produção e de exportação. De forma detalhada, buscar-se-á entender a relação de preços entre o contrato futuro de liquidação financeira e de base na BM&FBovespa com preços de Sorriso/MT, da CBOT e FOB portos da Argentina. A importância de estudos desta natureza está relacionada à crescente globalização do mercado de milho, diante da maior parcela de exportação do produto brasileiro. Isto faz com que, aos poucos, agentes do mercado interno deem maior atenção aos preços externos, pois a paridade de exportação passa a ser mais importante, assim como agentes de outros países passem a analisar os níveis de preços, excedentes exportáveis e competitividade do produto brasileiro. Mesmo assim, pode-se afirmar que ainda prevalecem características regionais diferenciadas que se refletem nos preços de mercado interno. No primeiro trimestre de 2011, por exemplo, ocorreram diferenças expressivas entre os preços do Triângulo Mineiro/MG com Campinas/SP, e no segundo trimestre, de Cascavel/PR com Campinas/SP. Entre os fatores que explicam as diferenças, podem ser citados, custo do transporte, tributação complexa e descompasso entre a oferta e a demanda em diferentes momentos do ano. No geral, o mercado de milho é predominantemente volátil, o que eleva o risco de agentes envolvidos na cadeia. Para gerar o risco, via hedge, em setembro de 2008 a BM&FBovespa lançou um modelo inédito, envolvendo: a) Contrato futuro de milho com liquidação financeira e formação de preço na região de Campinas (SP); b) Contratos de opção de compra e de opção de venda sobre o contrato futuro de milho com liquidação financeira; c) Contrato futuro de base regional de preço de milho, para Cascavel/PR, Paranaguá/PR, Triângulo Mineiro/MG e Rio Verde/GO. Este modelo tinha como atrativos, a) a possibilidade de negociação simultânea do contrato futuro financeiro e do contrato de base regional de preço e b) o fato de agentes de mercado poder fixar o preço na própria região de produção ou consumo, reduzindo a volatilidade entre o preço em determinada localidade e o preço em Campinas. Apesar desta perspectiva, não há liquidez para os contratos de base, havendo negociação apenas do contrato futuro financeiro. Além desta parte introdutória, este trabalho está dividido em outras três seções. Na segunda são apresentadas as características atuais dos contratos futuros no Brasil e nos Estados Unidos, assim como estudos que analisaram a formação de preços do milho no Brasil. Em seguida, são

4 apresentadas as metodologias utilizadas neste trabalho para, em seguida, serem descritos os resultados obtidos. Nas considerações finais são resumidos os principais resultados. 3 2 CONTRATOS FUTUROS E ESTUDOS SOBRE FORMAÇÃO DE PREÇOS DE MILHO NO BRASIL Nesta seção, serão descritas as características dos contratos futuros nos Estados Unidos e no Brasil, assim como resultados de trabalhos que analisaram a formação de preço do milho no Brasil. As interrelações de preços entre os mercados futuros no Brasil e nos Estados Unidos, assim como entre os físicos no Brasil e na Argentina, são importantes para melhor entendimento da formação de preços no Brasil. 2.1 Características dos contratos futuros nas bolsas CME/CBOT e na BM&FBovespa Os contratos futuros da Bolsa CME/CBOT são considerados referências para os preços mundiais, apesar de os mesmos terem sido elaborados considerando as condições de oferta e demanda americana. Para o Brasil, o contrato é recente, especialmente quando se analisa o modelo atual, em que há liquidação financeira. Na BM&FBovespa havia o contrato com liquidação física, mas com baixa liquides. O contrato vigente no Brasil já é o segundo mais líquido dos contratos agropecuários da BM&FBovespa, perdendo apenas para o de boi gordo. O contrato futuro de Chicago é 4,7 vezes maior que o da BM&FBovespa, equivalente a cerca de 127 toneladas, contra 27 toneladas no Brasil. A cotação nos Estados Unidos é em cents de dólares por bushel (25,4016 kg), enquanto no Brasil é em reais por saca de 60 kg (Tabela 1). Outras características importantes são os meses de negociação/vencimento. Os vencimentos comuns em ambos os contratos são os meses de março, maio, julho e setembro. Especificamente, em Chicago há o contrato dezembro, enquanto na BM&FBovespa também há os contratos janeiro, agosto e novembro. O último dia de negociação de cada contrato na BM&FBovespa é o dia 15 de cada mês, ou o dia útil subsequente, caso no dia 15 s bolsa estiver fechada. Em Chicago, os contratos vencem no dia útil anterior ao dia 15 do mês de vencimento. O procedimento de liquidação dos contratos é que se diferem, sendo praticamente inovador no Brasil. Nos Estados Unidos, as entregas são de produto físico. Caso o comprador queira receber, há notificação para entrega do produto. No Brasil, a liquidação é financeira. Isto significa que as posições em aberto, após o encerramento do pregão do último dia de negociação, serão liquidadas pela BM&FBovespa na data de vencimento pela média aritmética dos últimos três dias (incluindo o dia de vencimento) do Indicador Esalq/BM&FBovespa para a região de Campinas/SP.

5 Tabela 1. Características principais dos contratos futuros da CME/CBOT e da BM&FBovespa Itens CME/CBOT BM&FBovespa Tamanho do contrato bushel (~ 127 toneladas) 27 toneladas métricas de milho em grão a granel ou 450 sacas de 60 kg Milho amarelo tipo 2. Para o milho Milho em grão a granel, com odor e Objeto de negociação amarelo tipo 1 há prêmio de 1,5 aspectos normais, duro ou semiduro, cent/bushel. Para milho tipo 3, há desconto amarelo, da última safra, com máximo de de 1,5 cent/bushel 14% de umidade Cotação Cents por bushel (25,4016 kg) Reais por saca de 60 quilos líquidos, com Variação mínima de apregoação Oscilação máxima diária Meses de negociação e símbolos Último dia de negociação Horário de negociação Procedimento de entrega US$ 0,25/bushel (US$ 12,50/contrato) US$ 0,40/bushel, ampliável para US$ 0,60/bushel quando o mercado fecha no limite de alta ou de baixa. Não há limite de preço sobre o primeiro vencimento ou após o segundo negócio do dia precedente ao primeiro dia de entrega do primeiro vencimento Março (H), Maio (K), Julho (N), Setembro (U) e Dezembro (Z) 1º dia de negócio anterior ao dia 15 do mês de vencimento CME Globex (Plataforma eletrônica): 6:00 pm - 7:15 am e 9:30 am - 1:15 pm central time, Sunday - Friday Central Time Open Outcry (Pregão): 9:30 am - 1:15 pm Monday - Friday Central Time Entrega física Segundo dia de negócio após o vencimento Último dia de entrega do contrato Fonte: CME/CBOT (2011) e BM&FBovespa (2011) duas casas decimais, livres de ICMS. R$0,01 (um centavo de real) por 60 quilos líquidos. 5% sobre o preço de ajuste do dia anterior do vencimento negociado. Para o 1º vencimento em aberto, o limite de oscilação será suspenso nos três últimos dias de negociação. Janeiro (F), Março (H), Maio (K), Julho (N), Agosto (K), Setembro (U) e Novembro (X). Dia 15 do mês de vencimento. Se nesse dia for feriado ou não for dia de pregão na BM&FBOVESPA, a data de vencimento será o dia útil subsequente. Negociação Normal: 09:001-15:30 Call Eletrônico: 15:40 Negociação After-hours (D+1): - 16:20¹ - 18:00 Liquidação financeira: as posições em aberto, após o encerramento do pregão do último dia de negociação, serão liquidadas pela BM&FBOVESPA na data de vencimento, mediante o registro de operação de natureza (compra ou venda) inversa à da posição, na mesma quantidade de contratos, pela média aritmética dos últimos três dias (incluindo o dia de vencimento) do Indicador Esalq/BM&FBovespa para a região de Campinas/SP. Não aplicável. 4 Ao considerar os contratos em aberto, é impressionante a maior liquidez de Chicago. Em meado de 2011 chegou a haver 1,25 milhão de contratos em aberto apenas nos três primeiros vencimentos, equivalente a cerca de 155 milhões de toneladas de milho, mas no final de novembro havia cerca de 750 mil contratos, equivalente a cerca de 100 milhões de toneladas (Figura 1). O primeiro vencimento geralmente é o mais líquido, seguido pelo segundo vencimento. Com a proximidade da data de vencimento do contrato, agentes já migram para o vencimento posterior, deixando-o mais líquido.

6 5 Na BM&FBovespa, a maior quantidade de contratos em aberto foi observado em maio de 2010, superando 30 mil contratos (Figura 2). Isto era equivalente a mais de 800 mil toneladas. Observe, portanto, que a liquidez e a movimentação em toneladas é bem inferior ao da CME/CBOT. No final de novembro de 2011 havia cerca de 12 mil contratos em aberto nos três primeiros vencimentos da Bolsa, equivalente a 315 mil toneladas de milho. De qualquer maneira, para o Brasil o novo contrato foi importante para trazer de volta as negociações de pessoas físicas, assim como de pessoas jurídicas financeiras, sendo estes os que geralmente favorecem uma boa liquidez dos contratos (Figura 3). Em alguns períodos, como em praticamente todo o ano de 2010, houve presença de investidores não residentes. Algumas regras foram alteradas no Brasil para as negociações de derivativos, assim como para a entrada de recursos estrangeiros no país, que juntamente com as crises econômicas mundiais e restrição de crédito levaram à menor presença dos investidores não residentes. É importante destacar, apesar de não haver liquidez, que na BM&FBovespa há a possibilidade de negociação simultânea do contrato futuro financeiro e do contrato de base regional de preço. A base de preço é a diferença verificada em um dado momento entre o preço numa determinada região e em Campinas. O objetivo é de que por meio da negociação de posições no contrato futuro de milho Campinas e no contrato de base de preço, os agentes de mercado possam fixar o preço na própria região de produção ou consumo. Isso aumenta a eficiência do hedge, pois reduz a volatilidade entre o preço em determinada localidade e o preço em Campinas. Correndo menos riscos, os agentes de mercado brasileiros ganham competitividade em relação aos concorrentes internacionais. Figura 1. Contratos em abertos para os três primeiros vencimentos da CME/CBOT jan/2004 a nov/2011 Fonte: CME/CBOT (2011)

7 6 Figura 2. Contratos em aberto para os três primeiros vencimentos da BM&FBovespa set/2008 a nov/2011 Fonte: BM&FBovespa (2011) 100% 95% 90% 85% 80% 75% 70% 65% 60% 55% 50% 45% 40% 35% 30% 25% 20% 15% 10% 5% 0% jan/04 mar/04 mai/04 jul/04 set/04 nov/04 jan/05 mar/05 mai/05 jul/05 set/05 nov/05 jan/06 mar/06 mai/06 jul/06 set/06 nov/06 jan/07 mar/07 mai/07 jul/07 set/07 nov/07 jan/08 mar/08 mai/08 jul/08 set/08 nov/08 jan/09 mar/09 mai/09 jul/09 set/09 nov/09 jan/10 mar/10 mai/10 jul/10 set/10 nov/10 jan/11 mar/11 mai/11 jul/11 Pessoa Jurídica Não Financeira Pessoa Física Pessoa Jurídica Financeira Investidor Institucional Investidores Não Residentes Figura 3. Distribuição dos contratos em aberto por participantes, de janeiro/2004 a agosto/2011 Fonte: BM&FBovespa (2011) A Bolsa autorizará a negociação de contratos de base de preços de milho para as regiões mais importantes do País. Inicialmente, foram lançados contratos para Cascavel (oeste do Paraná), Uberlândia (Triângulo Mineiro), Rio Verde (sudoeste de Goiás) e no Porto de Paranaguá. No mercado futuro de bases de preços, a fixação do preço regional do milho é feita por meio de duas operações. Por exemplo, para fixar o preço do milho em Uberlândia, o vendedor deve vender um contrato futuro financeiro no preço de Campinas e vender um contrato de base de preço de Uberlândia. A operação não precisa ser simultânea. Uma venda em Campinas a R$ 31,00/saca de 60 kg e uma venda de base a -R$ 6,00 (seis reais negativos) resultam, para o vendedor, na fixação de preço de R$ 25,00/saca em Uberlândia.

8 7 A partir daí, o vendedor terá duas alternativas: desmontar a operação a qualquer momento, comprando um contrato futuro de Campinas e um contrato de base Uberlândia; ou esperar até o vencimento dos contratos para liquidar a sua posição por meio da entrega física na base, de acordo com os procedimentos definidos pela Bolsa. As características do contrato de base são as mesmas do contrato financeiro do preço em Campinas. Apenas as cotações da base que poderão ser um número positivo, nulo ou negativo e a formação de preço deve ser para dentro da região-base, uma vez que não há incidência ou desconto de frete dentro da região. Também é importante que no vencimento, a liquidação poderá ocorrer por entrega física. Os códigos de negociação são: COP (Base Cascavel, PR); CPG (Base Paranaguá, PR); CTM (Base Triângulo Mineiro, MG) e CRV (Base Rio Verde, GO). 3 METODOLOGIAS E FONTES DOS DADOS UTILIZADOS 3.1 Fonte dos dados Para atender aos objetivos propostos neste trabalho, foram utilizados dados disponibilizados pelo Cepea-Esalq/USP (2011), pela BM&FBovespa (2011), pela CME/CBOT (2011) e pelo Ministério da Agricultura, Pecuária e Pesca da Argentina (2011). Os dados utilizados, de periodicidade diária, envolveram o período de 02 de agosto de 2004 a 31 de agosto de 2011, para o primeiro vencimento da CME/CBOT, da BM&FBovespa, para o preço FOB portos argentinos no primeiro mês de embarque, e preços no físico para Campinas/SP, Paranaguá/PR, Rio Verde/GO, Triângulo Mineiro/MG, Cascavel/PR e Sorriso/MT. Os preços externos foram convertidos em Reais, pela taxa de câmbio comercial de venda das 16h30 (Cepea-Esalq/USP). 3.2 Cálculo da base e do risco de base Também serão calculados a base e o risco da base. A base é considerada como a diferença de preços entre cada região e uma referência, neste caso a região de Campinas/SP. Como exemplo, a base de Rio Verde/GO é o preço observado no físico na região goiana, subtraída do preço observado na região paulista. Os riscos de base, por sua vez, foram calculados com base nos desvios-padrões das séries de base, para cada região. Relacionando os riscos, também foram apresentadas as bases médias, mínimas e máximas. As referências utilizadas nestes estudos foram Marques, Mello e Martines Filho (2008), Futures Industry Institute (2002), Hull (2005) e Oliveira Neto, Figueiredo e Machado (2009).

9 8 3.3 Teste do sentido da causalidade e elasticidade de transmissão de preços A outra etapa do trabalho visou analisar a causalidade e transmissão de preços de milho entre as regiões e contratos futuros. Os testes de causalidade realizados neste trabalho foram implementados utilizando a metodologia de Granger (1969), a qual foi adotada com a finalidade de analisar se os movimentos do preço de um mercado/região precedem os movimentos do preço de outro mercado/região. As seguintes equações compõem o teste de causalidade entre preços de dois mercados, podendo ser estimadas por Mínimos Quadrados Ordinários (Gujarati, 1995): n m Yt = + αi X t i + β jyt j + u1 t i= 0 j= 1 γ (1) p q X t = + ρiyt i + ϖ j X t j + u2t i= 0 j= 1 θ (2) nas quais: Y e X são os preços de interesse; γ, α i, β j, θ, ρi e ϖ j são os parâmetros a serem t t estimados; i e j são os números de defasagens dos preços nos mercados X e Y; e aleatórios não-correlacionados. u it são os erros Causalidade entre preços existe se pelo menos um dos coeficientes da variável explicativa defasada for estatisticamente diferente de zero em uma ou nas duas equações. Três situações podem ocorrer: (i) relação bicausal, quando os efeitos ocorrem nas duas direções nesse caso o teste F é significativo para (1) e (2); (ii) ausência de causalidade o teste F apresenta-se não significativo para as duas equações; e, (iii) relação unicausal, quando o efeito ocorre numa única direção o teste F de uma das equações é estatisticamente significativo e o da outra não. Nesse último caso, o sentido de causalidade é da variável explicativa para a dependente, considerando a equação em que o teste F apresentou-se significativo. Os valores de m e q são determinados de forma que os erros possam ser considerados ruídos brancos independente e identicamente distribuídos, com média zero e variância constante. O número de defasagens da variável dependente é determinado com base nos resultados dos testes de Akaike e Schwarz, os quais serão descritos posteriormente. Esses testes podem ser utilizados para proporcionar orientação sobre a duração do efeito de perturbações sofridas pelas próprias séries em tempo passado. Para a variável explicativa, o número de defasagens a ser considerado no modelo foi determinado partindo de um modelo geral (no qual consta um número grande de defasagens), para um modelo particular, ou seja, ajustam-se modelos de forma recursiva, excluindo as defasagens cujos coeficientes se apresentam não significativos até o momento que o coeficiente da última defasagem seja significativo estatisticamente. Nos modelos utilizados para os testes de

10 9 causalidade pode-se incluir uma variável representando a tendência, se necessário, para um melhor ajustamento. As elasticidades de transmissão de preço são obtidas através dos coeficientes das variáveis explicativas, sendo os próprios coeficientes se os dados forem transformados em logaritmos para o ajustamento das equações. Se as variáveis forem não estacionárias em relação à média, ou seja, não apresentarem média constante, os modelos deverão ser ajustados com as séries nas diferenças, e se as séries forem cointegradas, os modelos deverão incluir um termo de correção de erro 1. A metodologia de Fuller (1976) e Dickey e Fuller (1979 e 1981) será utilizada para testar a estacionariedade das séries e a de Engle & Granger (1987) para testar cointegração entre as variáveis. 3.4 Testes de raiz unitária Diversos estudos tratam de estabelecer procedimentos para determinar a ordem de integração de uma variável (número de raízes unitárias). Dentre esses procedimentos os de Fuller (1976) (complementados pelos de Dickey & Fuller, 1979 e 1981) têm sido bastante utilizados. As estatísticas τ τ µ, τ e τ, de Fuller (1976), correspondem ao teste t para a estimativa do coeficiente da variável Y t 1 da equação (29), respectivamente para os casos: (i) com constante e com tendência, (ii) apenas com constante e (iii) sem tendência e sem constante, conforme o procedimento sequencial proposto por Enders (1995). A seguinte equação deve ser estimada para esse teste: p p 1 Yt = α + β t + pi 1 Yt 1 + λ i Yt i + e i= 1 i= 1 t (3) onde λ = i p j= i+ 1 ρ, sendo p a ordem do modelo auto-regressivo que descreve o comportamento da j série temporal. Os testes de AIC (AKAIKE Information Criterion) e SC (SCHWARZ Criterion) numa versão uni-equacional podem ser utilizados para a determinação do valor de p, de forma a se obter resíduos não correlacionados (ver Lütkepohl, 1991). Dickey & Fuller (1979, 1981) obtiveram também as distribuições para as estatísticas τ βτ ( H 0 : β = 0 na equação 29), τ (H 0 :α = 0 na equação 29), τ αµ ( H 0 : α = 0 no modelo que ατ corresponde à estatística τ u ) e as distribuições das estatísticas Fs - φ 1, φ2 e φ3 - que testam respectivamente se a constante e o coeficiente da variável Y t 1 são estatisticamente não diferentes de zero na equação 3 (considerando a versão sem tendência), se a constante, o coeficiente da variável tendência e o coeficiente da variável Y t 1 são estatisticamente não diferentes de zero na 1 Mais detalhamento é apresentado em GUJARATI (1995).

11 equação 3 e se o coeficiente da tendência e o coeficiente da variável Y t 1 são estatisticamente não diferentes de zero na equação Testes de cointegração de Engle & Granger e mecanismo de correção de erro De forma intuitiva, o conceito de cointegração significa que variáveis não-estacionárias podem ter caminho temporal ligados de forma que no longo prazo apresentem relação de equilíbrio. Segundo Engle & Granger (1987), se duas séries de tempo (y t e x t ) são I(1), então, em geral, a combinação linear: y α β = ε (4) t x t t também é I(1), mas pode ocorrer que a combinação seja I(0). Se este é o caso, diz-se que as séries são cointegradas e a estimação do modelo não produzirá resultados espúrios. Componentes de um vetor x t são ditos ser cointegrados de ordem d, b, denotado por x t ~ CI(d, b), se: 1) todos os componentes são I(d); e 2) existe um vetor c 0, tal que z t = c x t ~ I(d b), b>0. O vetor c é chamado de vetor de cointegração. No caso em que d = b = 1, todos os componentes do vetor x t são I(1) e existe uma combinação linear desses componentes. Inicialmente é preciso verificar se tanto y t como x t são integradas de mesma ordem. Se ambas forem caracterizadas por um processo I(1), por exemplo, para se testar se essas variáveis são cointegradas ou não, estima-se a seguinte equação: y = α + β + ε (5) t x t t Em seguida, testa-se o resíduo estimado ( ε t ) para identificar se é estacionário [I(0)] ou não, através da aplicação de raiz unitária. Os valores críticos dos testes de raiz unitária para os resíduos da equação de cointegração podem ser encontrados em Engle & Granger (1987). Dentre os teste existentes para esse fim, o de Dickey-Fuller Aumentado (ADF) tem sido largamente utilizado: m t 1 j ε t j j= 1 ε = πε ω + u (6) t t O valor de m é tomado de tal forma que u t seja ruído branco. Neste trabalho adotou-se os critérios de Akaike e Schwarz para esta definição.

12 11 Observada a relação de cointegração entre as variáveis, o próximo passo consiste na estimação do Modelo de Correção de Erro. De acordo com Engle & Granger (1987), se y t e x t são ambas integradas de ordem um [I(1)] e são também cointegradas, então existe uma representação de Modelo de Correção de Erro dada por: t ( yt 1 xt 1) vt y = w α + (7) 0 + w1 x t Π β Esta equação representa a dinâmica de curto prazo e a equação (5), a dinâmica de longo prazo. Segundo Bittencourt (1995), ao se diferenciar os dados para se obter séries estacionárias, perdem-se as informações de longo prazo, caso existam, conduzindo a estimativas viesadas dos parâmetros, assim como a testes inválidos estatisticamente. Nesse contexto, há necessidade de incluir um componente que recupera esse desvio da trajetória de longo prazo das variáveis, chamado de Mecanismo de Correção de Erro (Bacchi, 1994). Este mecanismo consiste na inclusão do resíduo da equação de cointegração (defasado de um período) na estimação do modelo econométrico especificado nas diferenças, originando o Modelo com Correção de Erro. 4 RESULTADOS DO MODELO 4.1 Evoluções das séries e cálculo das bases Inicialmente, serão apresentadas as características das séries de dados utilizadas, na tentativa de identificar diferenças de tendência e de patamares entre os preços considerados. Tomando como base os preços entre 02/ago/2004 e 31/ago/2011, observa-se que, no geral, os menores preços são observados em Sorriso, seguido por Rio Verde e, na maioria das vezes, por Triângulo Mineiro e Cascavel (Figura 4). Em anos recentes, os preços do 1º vencimento da CME/CBOT estiveram em linha com os observados em Cascavel, enquanto os valores da BM&FBovespa, físico Campinas, Paranaguá e FOB portos argentinos foram os maiores entre os considerados. Um ponto importante, é que todas as séries parecem ter a mesma tendência, especialmente nos últimos três anos (Figura 5). Apenas em 2007 houve um descolamento dos valores, com os preços no Brasil subindo de forma mais intensa e rápida que os observado na CBOT e na Argentina. Os preços de ago/11 estavam entre 60% e 80% acima dos observados em ago/04.

13 12 Figura 4. Evolução dos preços nominais de milho na BM&FBovespa, na CME/CBOT, FOB portos Argentinos e no mercado físico do Brasil (Campinas, Paranaguá, Rio Verde, Triângulo Mineiro, Cascavel e Sorriso), 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 5. Índice de preços nominais de milho na BM&FBovespa, na CME/CBOT, FOB portos Argentinos e no mercado físico do Brasil (Campinas, Paranaguá, Rio Verde, Triângulo Mineiro, Cascavel e Sorriso), 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Ao analisar apenas o período que envolve o novo contrato futuro da BM&FBovespa, parece que há uma interrelação maior entre os dados. No geral, os valores do 1º vencimento da BM&FBovespa, do físico Campinas, no porto de Paranaguá e nos portos argentinos são maiores que os observados no 1º vencimento da CME/CBOT (Figura 6). Em termos de tendência, os valores decresceram entre 2008 e 2010, período da crise americana, mas voltaram a ter saltos expressivos a partir de meado de 2010 (Figura 7). No caso

14 específico dos preços de Sorriso, entre out/08 e jun/10, observaram-se quedas de 40%, subindo, a partir daquele momento, mais de 130%, se tornando 40% maior em ago/11 que o de out/ Figura 6. Evolução de preços nominais de milho na BM&FBovespa, na CME/CBOT, FOB portos Argentinos e no mercado físico do Brasil (Campinas, Paranaguá, Rio Verde, Triângulo Mineiro, Cascavel e Sorriso), 01/out/2008 a 31/ago/2011 Figura 7. Índice de preços nominais de milho na BM&FBovespa, na CME/CBOT, FOB portos Argentinos e no mercado físico do Brasil (Campinas, Paranaguá, Rio Verde, Triângulo Mineiro, Cascavel e Sorriso), 01/out/2008 a 31/ago/2011 Na Figura 8, constam alguns dados que serão detalhados nas figuras posteriores, que se referem às diferenças de base entre preços. No geral, como já analisado anteriormente, os preços de Campinas (físico e mercado futuro) são superiores aos observados nos Estados Unidos. Enquanto

15 14 em anos recentes estão positivas entre R$ 4,00/sc e R$ 5,00/sc, em 2007, ano em que as exportações do Brasil começaram a decolar, as diferenças chegaram a expressivos R$ 22,00/sc. Um ponto importante é que as diferenças de preços do porto de Paranaguá em relação aos portos Argentinos estão praticamente nulas em anos recentes, situação contrária à observada até pelo menos início de Provavelmente, a maior parcela de milho exportada pelo Brasil faça com que os preços se aproximem, principalmente quando se considera que a Argentina é o segundo maior exportador mundial, perdendo apenas para os Estados Unidos. Já ao analisar apenas os preços domésticos, também são expressivas as diferenças de valores entre regiões. Em relação ao norte de Mato Grosso, Sorriso, a diferença em anos recentes ficou entre R$ 10,00/sc e R$ 12,00/sc sobre o valor observado em Campinas, sendo o principal fator de atratividade para deslocamento de agroindústrias para aquele estado. O custo da logística tende a ser menor para transportar carnes do que milho para tratos dos animais. Estas informações e os diferenciais de base serão detalhados em seguida. Serão feitos vários cruzamentos de preços entre as regiões, na tentativa de entender os resultados que posteriormente serão apresentados para as análises de causalidade e elasticidade de transmissão de preços. Figura 8. Diferenciais de preços nominais de milho entre BM&FBovespa, CME/CBOT, FOB portos Argentinos e mercado físico do Brasil (Campinas, Paranaguá, Rio Verde, Triângulo Mineiro, Cascavel e Sorriso), 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Inicialmente, são comparados os preços do 1º vencimento da BM&FBovespa com o 1º vencimento da CME/CBOT e com os valores FOB portos argentinos. Para ambos os casos, os dados apontam que há uma tendência de redução das diferenças de preços entre os observados no Brasil com os dos Estados Unidos e da Argentina. Em relação ao 1º vencimento da CME/CBOT, as

16 15 diferenças que eram de R$ 6,00/sc em 2004, chegaram a R$ 22,00/sc em 2007, retornaram para níveis de R$ 3,00/sc a R$ 4,00/sc em 2011 (Figura 9). Deve-se considerar, em anos recentes, a maior valorização dos preços americanos, comparativamente ao brasileiro, reduzindo as margens. Na safra 2011/12, por exemplo, os Estados Unidos tiveram a menor relação estoque final / consumo dos últimos 16 anos. Na safra 2011/12 os estoques de passagem americanos devem corresponder a apenas 7,7% do consumo. Considerando os dados disponíveis desde o período de 1960/61, esta relação é inferior apenas à observada em 1995/96, ano em que a produção americana caiu 26%. Interessante também é a proximidade dos valores do 1º vencimento da BM&FBovespa com os valores FOB portos argentinos, apesar de os preços da BM&FBovespa refletirem os valores na região de Campinas/SP. Especialmente em anos recentes, os valores no Brasil chegam a ser inferiores aos observados na Argentina, mostrando a competitividade brasileira no período (Figura 10). Ao avaliar as diferenças de preços no físico de Campinas com o primeiro vencimento da BM&FBovespa, observam-se valores expressivos em alguns momentos, mas outros relativamente pequenos em 2009 e 2010 (Figura 11). As diferenças estão relacionadas ao distanciamento entre as datas no mercado físico e as datas de vencimentos dos contratos futuros. Em geral, no vencimento dos contratos os valores do futuro e do físico se aproximam. Sobre o 1º vencimento da CME/CBOT, os valores no físico Campinas apresentam tendência de queda, como observado para o 1º vencimento da BM&FBovespa. Mesmo assim, há saltos nas diferenças, que também pode estar relacionada com as distâncias entre as datas no físico e as dos vencimentos dos contratos. Em junho de 2011, quando o contrato futuro da CME/CBOT chegou ao máximo, os preços em Campinas ficaram inclusive inferiores. No geral, porém, os preços em Campinas superam os da Bolsa de Chicago (Figura 12). Um aspecto interessante ocorre quando se comparam as diferenças de preços no porto de Paranaguá, comparativamente aos observados na região de Campinas, no físico e no mercado futuro. Normalmente, o que se espera de valores de produtos transacionados no mercado internacional, é que os preços no porto, geralmente determinados pela paridade de exportação, sejam maiores que os valores no interior do país. Por exemplo, caso se analisem preços de algodão em pluma e de soja, esta será a situação que se observará. Para o milho, porém, os preços no porto de Paranaguá são menores que os observados na região de Campinas e poucos foram os momentos entre os anos 2004 e 2011 que a situação foi inversa (Figura 14 e Figura 15). Dois pontos parecem influenciar este aspecto. Primeiro, que a região de Campinas é compradora líquida de milho, do próprio estado e de outros estados, competindo com as exportações por Paranaguá. Estimativas apontam que a oferta do próprio estado

17 16 representa pouco mais de 50% das necessidades da demanda de São Paulo. Nas compras de outros estados, há inclusão de impostos, como o ICMS (Imposto sobre Circulação de Mercadorias e Serviços). Em contrapartida, as exportações são isentas de ICMS. Apesar de as cotações aqui consideradas não incluírem ICMS, para que o valor líquido recebido pelo vendedor seja atrativo, geralmente os preços são maiores, os quais também são puxados pela demanda local. Vale destacar, porém, que ao comparar os preços de Paranaguá com outras regiões do interior do Brasil, os valores no porto são maiores, corroborando a teses de que o mínimo preço interno é dado pela paridade de exportação. Comparativamente aos preços do 1º vencimento da CME/CBOT, os valores no porto de Paranaguá também são superiores, mas com tendência de queda das diferenças (Figura 16). Entre 2008 e 2011, a média das diferenças ficou pouco acima de R$ 2,00/sc. O mais importante, porém, é observar que os preços do milho no porto de Paranaguá passaram a ser inferiores aos valores nos portos da Argentina (Figura 17). Diante da proximidade dos portos e do fato de a Argentina ser o segundo maior exportador mundial de milho, problemas com oferta de milho daquele país, que reduz o excedente, tente a favorecer os embarques do Brasil. Ao mesmo tempo, o Brasil está apresentando produtividade agrícola crescente e bons volumes de excedentes domésticos, favorecendo pressões sobre preços, enquanto na Argentina a queda de produção tende a elevar preços.

18 Figura 9. Diferenciais de preços nominais entre 1º vencimento da BM&FBovespa e o 1º vencimento da CME/CBOT, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 11. Diferenciais de preços nominais entre físico Campinas e 1º vencimento da BM&FBovespa, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 10. Diferenciais de preços nominais entre 1º vencimento da BM&FBovespa e FOB portos argentinos, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 12. Diferenciais de preços nominais entre físico Campinas e 1º vencimento da CME/CBOT, 02/ago/2004 a 31/ago/

19 Figura 13. Diferenciais de preços nominais entre físico Campinas e FOB portos argentinos, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 15. Diferenciais de preços nominais entre físico Paranaguá e físico Campinas, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 14. Diferenciais de preços nominais entre físico Paranaguá e 1º vencimento da BM&FBovespa, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 16. Diferenciais de preços nominais entre físico Paranaguá e 1º vencimento da CME/CBOT, 02/ago/2004 a 31/ago/

20 19 Os preços da região de Rio Verde, por outro lado, mostraram ser bem menores que os observados em Campinas e no porto de Paranaguá. Em relação ao 1º vencimento da BM&FBovespa, a maior diferença foi observada no final de 2007 (Figura 18), quando o crescimento dos embarques brasileiros fez com que os contratos futuros tivessem saltos mais expressivos que na região de Rio Verde. Já no início de 2008, quedas nos valores dos contratos futuros e altas dos preços em Rio Verde fizeram com que a diferença ficasse positiva. Em anos recentes, as diferenças estão negativas, diante do excedente de oferta em Rio Verde e necessidade de escoamento para outras regiões e estados. Em relação ao físico Campinas, os preços de Rio Verde nunca foram maiores (Figura 19). Sendo a região goiana uma exportadora líquida e a de Campinas, compradora líquida, os valores regionais tendem a se distanciar pelo custo do frete, pela produtividade (que afeta os custos de produção) e pelo poder dos compradores locais, que tendem a pressionar os preços em direção aos custos de produção. Se houvesse competicao, somente os custos logisticos afetariam a base. Ao comparar com os preços do 1º vencimento da CME/CBOT, os preços de Rio Verde estão cada vez menores (Figura 20). De um lado, a produtividade agrícola pode ser um fator que contribua para preços menores em Rio Verde, mas o excedente de produção pode estar contribuindo para que o poder comprador prevaleça, assim como pode haver pressão de custos logísticos. Com custos de transporte maiores, aumenta a diferença entre regiões compradoras (interno ou no porto) e regiões com excedente. Importante observar que os preços da região ficaram cada vez menores que os americanos exatamente quando as exportações brasileiras passaram a crescer. Para o Triângulo Mineiro, entre final de 2010 e início de 2011 os preços da região tiveram saltos mais expressivos que os observados em Campinas e no 1º vencimento da BM&FBovespa. A boa demanda regional e escassez do produto favoreceram os saltos em preços. Porém, ainda no primeiro trimestre de 2011 foram realizadas as colheitas da safra de verão de 2010/11, com produtividade considerada uma das melhores dos últimos anos e em algumas fazendas, chegaram a níveis recordes. Com isso, as cotações regionais decresceram expressivamente, e de forma mais intensa que no físico e no mercado futuro de Campinas, aumentando as diferenças com Campinas (Figura 21 e Figura 22). Custos logísticos, pressão compradoras e tributos interestaduais também podem contribuir para menores preços na região mineira. As diferenças de preços do Triângulo Mineiro em relação ao 1º vencimento da CME/CBOT não apresentam uma tendência clara (Figura 23). De 2008 a 2011, por exemplo, houve vários momentos de preços superiores em Minas Gerais, e outros em que os americanos superaram. Mesmo assim, a tendência linear aponta preços menores no Triângulo Mineiro, comparativamente ao 1º vencimento da CME/CBOT.

21 20 Figura 17. Diferenciais de preços nominais entre físico Paranaguá e FOB portos argentinos, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 19. Diferenciais de preços nominais entre físico Rio Verde e físico Campinas, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 18. Diferenciais de preços nominais entre físico Rio Verde e 1º vencimento da BM&FBovespa, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 20. Diferenciais de preços nominais entre físico Rio Verde e 1º vencimento da CME/CBOT, 02/ago/2004 a 31/ago/2011

22 21 Figura 21. Diferenciais de preços nominais entre físico Triângulo Mineiro e 1º vencimento da BM&FBovespa, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 23. Diferenciais de preços nominais entre físico Triângulo Mineiro e 1º vencimento da CME/CBOT, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 22. Diferenciais de preços nominais entre físico Triângulo Mineiro e físico Campinas, 02/ago/2004 a 31/ago/2011

23 22 Os preços da região de Cascavel, comparativamente aos valores do 1º vencimento da BM&FBovespa, apontam cerca estabilidade nas diferenças, para o período de ago/04 a ago/11 (Figura 24). Há expressiva sazonalidade, mas visualmente os dados apontam que em período de safra na região oeste do Paraná, como no primeiro (verão) e terceiro (safrinha) trimestres de cada ano, os preços em Cascavel tendem a decrescer de forma mais expressiva que os de Campinas. Isto fica mais claro ao analisar os preços do físico de Cascavel e de Campinas (Figura 25). Mesmo assim, há oscilações expressivas, como o observado em No início do ano, a boa produção da safra de verão, que teve produtividades recordes, pressionaram os preços, especialmente com a saída de alguns compradores. Já em meado do ano, a seca e a geada que afetaram as lavouras de segunda safra favoreceram altas das cotações em Cascavel, de forma mais intensa que as de Campinas. As diferenças que eram de R$ 7,00/sc negativas, foram para R$ 2,00 negativas. Porém, com o início da colheita de segunda safra, agentes identificaram que produtividade não seria pressionada na intensidade esperada e que a produção seria maior que a estimada até então. Com isso, os preços da região passaram a ter quedas expressivas. Em relação ao 1º vencimento da CME/CBOT, as diferenças também ficaram bem menores em anos recentes (Figura 26). Considerando apenas os dados de 2010 e 2011, não é possível identificar uma tendência prevalecente para as diferenças de preços. Outra região importante na produção e na exportação de milho no Brasil é a de Sorriso, no meio norte de Mato Grosso. Com produção crescente na região e no estado, aumentando o excedente disponível, os preços não absorveram as altas totais das regiões compradoras, fazendo com que as diferenças de valores com o 1º vencimento da CME/CBOT e com o físico Campinas tivessem crescimento. Sobre o 1º vencimento da BM&FBovespa, em 2011 as diferenças nominais de preços ficaram na casa dos R$ 13,00/sc, sendo um deságio considerado expressivo (Figura 27). Porém, ao analisar o físico Campinas, as diferenças chegaram a R$ 15,00/sc em 2011 (Figura 28), devido a boa oferta mato-grossense, que pressionou os preços, e da boa demanda de Campinas, que elevou os valores na região paulista. Com isso, as vendas mato-grossenses ganharam competitividade, atraindo agentes para negócios antecipados inclusive para a safra que será colhida em Também em relação aos valores do 1º vencimento da CME/CBOT, os preços de Sorriso ficaram cada vez menores, em linha com o observado nas demais regiões brasileiras. Porém, as diferenças são expressivas, ficando na casa dos R$ 10,00/sc negativos em 2011 (Figura 29).

24 23 Figura 24. Diferenciais de preços nominais entre físico Cascavel e 1º vencimento da BM&FBovespa, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 26. Diferenciais de preços nominais entre físico Cascavel e 1º vencimento da CME/CBOT, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 25. Diferenciais de preços nominais entre físico Cascavel e físico Campinas, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 27. Diferenciais de preços nominais entre físico Sorriso e 1º vencimento da BM&FBovespa, 02/ago/2004 a 31/ago/2011

25 24 Figura 28. Diferenciais de preços nominais entre físico Sorriso e físico Campinas, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Figura 29. Diferenciais de preços nominais entre físico Sorriso e 1º vencimento da CME/CBOT, 02/ago/2004 a 31/ago/2011

26 Análise do risco de base Nesta subseção, serão analisados os riscos de base nas regiões autorizadas para negociar na BM&FBovespa, quais sejam: Paranaguá, Cascavel, Triângulo Mineiro e Rio Verde. As bases serão consideradas em relação ao 1º vencimento da BM&FBovespa e sobre o físico Campinas. O risco é calculado pelo desvio-padrão das bases. Neste cálculo, consideraram-se as bases diárias, mas com cálculos médios para cada mês do ano. Para Paranaguá, os dados apontam que para todos os meses, exceto dezembro, houve média mensal de base positiva sobre o 1º vencimento da BM&FBovespa, mas houve mínimo inferiores a R$ 10,00/sc, em novembro (Figura 30). Na média, a menor diferença foi observada no mês de fevereiro, e a maior, em dezembro. Diante da expressiva oscilação, o risco de base ficou na casa de R$ 1,40/sc para vários meses, mas se aproximando de R$ 2,00/sc em junho e em novembro. Ao comparar com o físico Campinas, as bases máximas ficaram maiores que quando comparadas com a BM&FBovespa, porém os mínimos e as médias se aproximaram, mostrando maior convergência entre os preços no físico, comparativamente ao físico e o futuro. O risco de base entre Paranaguá e Campinas chegou a ficar inferior a R$ 1,00/sc em vários meses, com o menor em outubro, com maiores valores para janeiro, maio, junho e agosto (Figura 30). Figura 30. Base para cada mês (média, mínima e máxima) e risco de base mensal para a região de Paranaguá, considerando o 1º vencimento da BM&FBovespa e o físico Campinas, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Ao analisar as bases para a região de Rio Verde, observam-se maiores oscilações em relação ao 1º vencimento da BM&FBovespa, comparativamente aos dados do físico Campinas (Figura 31). Como exemplo, as bases máximas e mínimas de fevereiro são muito maiores no mercado futuro e relação aos dados do físico. Isto também tende a elevar o risco de base. Em janeiro, por exemplo, enquanto o risco de base sobre o futuro ficou acima de R$ 2,00/sc, sobre o físico esteve na casa dos R$ 1,20/sc, sendo o máximo no físico observado em julho, de R$ 1,32/sc.

27 26 Figura 31. Base para cada mês (média, mínima e máxima) e risco de base mensal para a região de Rio Verde, considerando o 1º vencimento da BM&FBovespa e o físico Campinas, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Os dados para o Triângulo Mineiro mostraram que os riscos de base foram ligeiramente inferiores em relação ao físico, comparativamente ao mercado futuro (Figura 32). Além disso, no segundo semestre os riscos diminuem para ambas as bases. O fato de a segunda safra ser importante em Minas Gerais, comparativamente a média nacional, pode ter impacto neste resultado, uma vez que nesta situação a partir do primeiro trimestre já pode ser possível mensurar o excedente do estado e sua relação com a região compradora de Campinas. Porém, as bases mínimas e máximas foram bem mais dispersas no mercado futuro, comparativamente ao mercado físico. Por fim, as bases de Cascavel se mostraram bem mais homogêneas nos dois mercados (futuro e físico), entre as regiões analisadas neste trabalho. Interessante também foi o fato de que a base média do futuro ter sido ligeiramente menor que a do mercado físico, ao contrário do observado nas demais regiões. Em ambas as situações, os riscos de base ficaram na casa de R$ 1,00/sc (Figura 33). Figura 32. Base para cada mês (média, mínima e máxima) e risco de base mensal para a região de Triângulo Mineiro, considerando o 1º vencimento da BM&FBovespa e o físico Campinas, 02/ago/2004 a 31/ago/2011

28 27 Figura 33. Base para cada mês (média, mínima e máxima) e risco de base mensal para a região de Cascavel, considerando o 1º vencimento da BM&FBovespa e o físico Campinas, 02/ago/2004 a 31/ago/2011 Estes resultados podem, em boa parte, justificar o baixo interesse de agentes pelos contratos de base na BM&FBovespa, que tiveram negociações apenas na primeira semana de lançamento, em setembro de A justificativa está no fato de esses agentes conseguirem analisar com mais clareza a relação entre os preços no físico, do que entre o mercado futuro e o físico. Para operar no mercado futuro, há necessidade de conhecimentos específicos e, em alguns casos, antever oscilações de preços. Claramente que para hedgers é mais interessante a operação no futuro de acordo com o observado no mercado físico, para gerir riscos, mas antecipar variações também é importante. Nas operações futuras, há custos, margens de garantias que exigem que recursos estejam à disposição em caso de pagamentos de ajustes, além de outros fatores que fazem com que hedgers tenham resistência em gerenciar riscos via bolsa. Com isso, preferem gerenciar as margens através de operações logísticas no físico, justificados pelos menores riscos entre os preços nos mercados físicos analisados neste trabalho. Vale observar que aqui não está se referindo à efetividade de hedge no mercado futuro, mas apenas relacionados os resultados com as bases disponíveis. 4.3 Causalidade e elasticidade de transmissão de preços Para as análises de causalidade e elasticidade, foram considerados os preços diários apenas do período de 1º de setembro de 2008 a 31 de agosto de Inicialmente foram consideradas as propriedades de raiz unitária e cointegração das séries de preços. Para a realização do teste de Dickey-Fuller Aumentado (ADF), adotou-se o procedimento proposto por Enders (1995) para identificar o modelo específico a ser considerado, utilizando o sistema sequencial descrito anteriormente. Os resultados dos testes de ADF indicaram que todas as séries são integradas de ordem um [I(1)] no modelo sem termos deterministas, e na especificação do modelo para o teste de causalidade devem ser consideradas nas diferenças de primeira ordem.

29 28 Em seguida, efetuou-se o teste de cointegração de Engle & Granger (1987) para analisar as relações de longo prazo entre as séries. Para cada modelo analisado, foi efetuado o teste de cointegração, com o número de defasagens sendo determinado de acordo com os critérios de Akaike e Schwarz, porém com acréscimo de defasagens, caso necessário, até que a variável deixasse de ser significativa. Como o esperado, a aplicação do teste de ADF para os resíduos apontou para a relação de longo prazo entre os preços analisados. O modelo de causalidade ajustado foi, portanto, com Correção de Erro. Desta forma, os modelos passam a incorporar os aspectos tanto de curto quanto de longo prazos. Nos testes de causalidade entre os preços desta pesquisa, o número de defasagens considerado para as variáveis dependente e explicativa teve como base aqueles apresentados nos testes de raiz unitária e/ou determinadas de acordo com a significância dos coeficientes (modelo geral para o particular). Não houve presença de autocorrelação serial, conforme o teste Q de Ljung Box. Os testes de causalidade entre os preços considerados e o 1º vencimento da BM&FBovespa consta na Tabela 2. Os dados apontam que variações de preços na bolsa brasileira tem pouca probabilidade de impactar os preços do 1º vencimento da CME/CBOT. Porém, variações de preços na BM&FBovespa impactam expressivamente as cotações de Campinas, Paranaguá, Rio Verde, Triângulo Mineiro, Cascavel, Sorriso e FOB portos argentinos. Para o mercado interno, eram esperados resultados desta natureza, mostrando, inclusive, que o lançamento do contrato futuro com base na região de Campinas foi efetivo, uma vez que a mesma tem interrelação com as demais. Porém, a bicausalidade foi observada apenas do primeiro vencimento da BM&FBovespa com o físico Campinas, com o físico Paranaguá e com o físico em Cascavel (Tabela 2). Também houve causalidade dos preços da CME/CBOT para a BM&FBovespa, corroborando as menores diferenças de preços entre esses mercados nos últimos três anos, em especial. Interessante que os preços de Rio Verde, Triângulo Mineiro, Sorriso e FOB portos argentinos tendem a não impactar, na média, os preços do 1º vencimento da BM&FBovespa. Ao analisar os preços no físico em Campinas em relação às regiões aptas para negociações de base na BM&FBovespa, observa-se uma maior interação entre os mesmos. Há bicausalidade entre Campinas e todas as regiões de negociações da base (Tabela 3). Entre os testes, o preço de Campinas mostrou não ter influência, na média, das cotações de Sorriso. Como as compras de Campinas não são expressivas sobre as vendas totais de Sorriso, variações de preços da região paulista não impactam os preços mato-grossenses. Observe, porém, que os resultados anteriores mostraram que os preços de Mato Grosso sofrem influência do mercado futuro brasileiro, cuja base de formação de preço é Campinas.

30 29 Sendo a região de Campinas importadora líquida, as cotações de outras regiões apresentam impacto direto sobre seus preços. As cinco regiões consideradas apresentam alto nível de significância nos resultados, inclusive para variações de preços de Sorriso impactando Campinas. Tabela 2. Resultados dos testes de causalidade entre 1º vencimento da BM&FBovespa e 1º vencimento da CME/CBOT, Campinas, Paranaguá, Rio Verde, Triângulo Mineiro, Cascavel, Sorriso e FOB portos argentinos, 01/set/2008 a 31/ago/2011 DE PARA NÍVEL DE SIGNIFICÂNCIA BM&Fbovespa CME/CBOT 0,2220 CAMPINAS 0,0000 PARANAGUÁ 0,0000 RIO VERDE 0,0000 TRIÂNGULO MINEIRO 0,0004 CASCAVEL 0,0002 SORRISO 0,0006 ARGENTINA 0,0194 CME/CBOT 0,0002 CAMPINAS 0,0001 PARANAGUÁ 0,0018 RIO VERDE 0,4903 BM&FBovespa TRIÂNGULO MINEIRO 0,2590 CASCAVEL 0,0009 SORRISO 0,5483 ARGENTINA 0,8442 Fonte: Dados da pesquisa Tabela 3. Resultados dos testes de causalidade entre físico Campinas e físicos em Paranaguá, Rio Verde, Triângulo Mineiro, Cascavel e Sorriso, 01/set/2008 a 31/ago/2011 CAMPINAS DE PARA NÍVEL DE SIGNIFICÂNCIA PARANAGUÁ 0,0004 RIO VERDE 0,0000 TRIÂNGULO MINEIRO 0,0000 CASCAVEL 0,0000 SORRISO 0,5974 PARANAGUÁ 0,0004 RIO VERDE 0,0061 TRIÂNGULO MINEIRO CAMPINAS 0,0082 CASCAVEL 0,0000 SORRISO 0,0231 Fonte: Dados da pesquisa

31 30 Algumas outras relações também foram consideradas. Com as exportações brasileiras crescentes, era de se esperar maior impacto dos preços externos e, consequentemente, nos portos brasileiros, sobre as cotações de Sorriso. Os dados da Tabela 4 apontaram que variações de preços em Paranaguá não causam os preços de Sorriso, mas que variações de preços em Sorriso têm impacto sobre os valores em Paranaguá. Isto parece indicar que, apesar de crescente, as exportações do Brasil ainda são de excedentes domésticos. Com pouco impacto dos preços do porto para Sorriso, também era de se esperar não causalidade do 1º vencimento da CME/CBOT para os preços regionais de Sorriso. Da mesma forma, não houve causalidade de Sorriso para os preços de Chicago. Desta forma, fica o questionamento: como é formado o preço do milho em Mato Grosso? Com baixa interação com os preços de regiões compradores no Brasil (Campinas) e nos portos, o que pode estar contribuindo para definição de preços são as intervenções governamentais. Em períodos de baixos estoques no estado, as cotações tendem a subir talvez até mais que em regiões compradoras. Porém, em períodos de expressivo excedente, as cotações tendem a cedem, novamente podendo ser de forma mais expressiva que em regiões compradores, se descolando das paridades de exportações. Neste momento, tende haver a intervenção governamental. Dados disponíveis na Conab (2011) sinalizam que de 2007 a 2011, entre 43% e 88% da produção total de milho de Mato Grosso teve ajuda governamental para a comercialização (Figura 34). Em 2007, apesar de os preços médios nominais do ano terem ficado 25% acima do preço mínimo governamental, o governo ainda apresentou ajuda para 55% da produção do estado, principalmente via Prêmio de Escoamento da Produção pago ao Produtor Rural ou sua cooperativa (Pepro). Em 2008, além do Pepro houve intervenção através de Opções de compra e de venda, para 43% da produção. As intervenções diminuíram porque o preço ficou acima do valor mínimo, em média 36% no ano. Já em 2009 e 2010 os preços no mercado físico cederam expressivamente, ficando 19% e 28% abaixo do preço mínimo, respectivamente. Com isso, as ações do governo tiveram de ser mais intensiva, oferenco Prêmio para Escoamento de Produto (Pep) e Pepro para 79% em 89% da produção estudal de 2009 e 2010, respectivamente. Em 2011, os preços domésticos voltaram a ter acréscimo, não havendo necessidade de intervenção governamental na comercialização. Esta intensidade de intervenção governamental no mercado de milho em Mato Grosso ceramente teve impacto nos resultados de causalidade deste trabalho. Isto porque os preços deixam de determinados somente pelas forças de mercado, em que as paridades de importação e exportação tendem sinalizar os valores máximos e mínimos a vigorar no mercado doméstico.

32 Tabela 4. Resultados dos testes de causalidade entre físico Sorriso com físico Paranaguá e 1º vencimento da CME/CBOT e entre físico Paranaguá e FOB portos argentinos, 01/set/2008 a 31/ago/2011 DE PARA NÍVEL DE SIGNIFICÂNCIA PARANAGUÁ SORRISO 0,2492 SORRISO PARANAGUÁ 0, CME/CBOT SORRISO 0,2053 SORRISO CME/CBOT 0,6439 ARGENTINA PARANAGUÁ 0,0000 PARANAGUÁ ARGENTINA 0,0535 CME/CBOT PARANAGUÁ 0,0000 PARANAGUÁ CME/CBOT 0,9268 Fonte: Dados da pesquisa Figura 34. Produção total, preços mínimos, preços no físico e intervenção governamental para comercialização de milho em Mato Grosso, 2007 a Fonte: CONAB (2011) e CEPEA (2011) Voltando às análises de causalidade, observa-se que a maior interrelação dos preços no porto do Brasil com os portos argentinos foram confirmados pela bicausalidade entre seus preços. Qualquer variação de preço em um dos mercados é repassada para o outro. Além disso, pode-se dizer que mercado deixado por um dos países pode até vir a se absorvido pelo outro, devido à proximidade dos portos.

33 32 Outro ponto importante é que os valores em Paranaguá são impactados expressivamente pelos valores do primeiro vendimento da CME/CBOT. Porém, os valores de Paranaguá não impactam os da CME/CBOT. De qualquer forma, os preços no porto de Paranguá parecem oscilar em função da paridade de exportação, dada pelos níveis de preços dos dois principais exportadores de milho do mundo (Estados Unidos e Argentina). Além de analisar a causalidade entre os preços, que revelou se os movimentos do preço de um mercado/região precedem os movimentos do preço de outro mercado/região, é importante analisar as elasticidades de transmissão de preços, que medem a intensidade dessas relações. Vale destaca que mesmo em situações onde não se identificou presença de causalidade, pode haver significância nas elasticidades de transmissão de preços. Na análise de transmissão de preços da BM&FBovespa para outros mercados, observa-se que as regiões que rapidamente absorvem as variações são as de Cascavel e FOB portos argentinos (Tabela 5). As regiões de Rio Verde, Paranaguá e Campinas ficam praticamente uma semana absorvendo variações de preços da bolsa brasileira, enquanto no Triângulo Mineiro e na CME/CBOT há impacto somente no terceiro dia após variação na bolsa brasileira. Em Sorriso, o impacto ocorre com seis dias de defasagens, porém com o maior percentual entre as regiões. Para cada 1% de variação na BM&FBovespa, a região de Sorriso oscila 0,14%, no mesmo sentido. O 1º vencimento da BM&FBovespa, porém, absorve rapidamente as variações de preços da CME/CBOT, no físico de Campinas, de Paranaguá, de Rio Verde e de Cascavel (Tabela 5). Variações de preços do Triângulo Mineiro demoram até 11 dias para serem absorvidos na BM&FBovespa. Da Argentina, há impacto somente com 16 dias de defasagem. Já de Sorriso, as variações chegam a demorar 28 dias úteis para serem absorvidos na BM&FBovespa. Apesar das defasagens de absorção de variações, é importante destacar que as relações contemporâneas foram significativas, sinalizando que há uma absorção parcial das oscilações da variável explicativa. Ao analisar as transmissões de preços no mercado físico, observa-se que variações de preços de Campinas são repassadas rapidamente para todas as regiões (Tabela 6). Para Cascavel, a variável defasada não foi significativa, enquanto em Sorriso há defasagens de 10 dias úteis para absorver variações de Campinas. Neste caso, relação foi inversa à de Campinas e nem mesmo a variável contemporânea foi significativa. A região de Campinas também absorve rapidamente as variações das demais regiões, mostrando um importante interrelação entre a região com as bases, autorizadas para serem negociadas na BM&FBovespa. Novamente, o impacto na região de Campinas foi inexpressivo e a variável defasada teve sinal inverso às variações em Sorriso (Tabela 6).

34 Tabela 5. Elasticidade de transmissão de preços entre 1º vencimento da BM&FBovespa e 1º vencimento da CME/CBOT, Campinas, Paranaguá, Rio Verde, Triângulo Mineiro, Cascavel, Sorriso e FOB portos argentinos, 01/set/2008 a 31/ago/2011 DE BM&FBovespa PARA CONTEMPO- RÂNEA DEFASADA DEFASAGEM (DIAS) CME/CBOT 0,3991* *** 3 CAMPINAS * ** 7 (1 a 6) PARANAGUÁ ** * 4 (1 a 3) RIO VERDE * 4 (2 a 4) TRIÂNGULO MIN *** * 3 CASCAVEL *** * 2 (1 a 2) SORRISO * * 6 ARGENTINA *** ** 2 (1 a 2) 33 CME/CBOT * * 1 CAMPINAS * 1 PARANAGUÁ ** * 1 RIO VERDE *** 3 BM&FBovespa TRIÂNGULO MIN *** *** 11 CASCAVEL *** ** 2 (1 a 2) SORRISO ** *** 28 ARGENTINA ** *** 16 Fonte: Dados da pesquisa * Significativo ao nível de 1% de significância; ** Significativo ao nível de 5% de significância; *** Significativo ao nível de 10% de significância; **** Significativo ao nível superior a 10% de significância. Tabela 6. Elasticidade de transmissão de preços entre físico Campinas e físicos em Paranaguá, Rio Verde, Triângulo Mineiro, Cascavel e Sorriso, 01/set/2008 a 31/ago/2011 DE CAMPINAS PARA CONTEMPO- RÂNEA DEFASADA DEFASAGEM (DIAS) PARANAGUÁ * ** 3 (1 a 2) RIO VERDE * ** 5 (1 a 4) TRIÂNGULO MIN * ** 4 (1 a 3) CASCAVEL * (1 a 2) SORRISO **** 10 PARANAGUÁ * ** 3 (1 a 2) RIO VERDE * * 1 TRIÂNGULO MIN. CAMPINAS * * 1 CASCAVEL * * 2 (1) SORRISO ** 3 Fonte: Dados da pesquisa * Significativo ao nível de 1% de significância; ** Significativo ao nível de 5% de significância; *** Significativo ao nível de 10% de significância; **** Significativo ao nível superior a 10% de significância.

35 34 Variações de preços em Paranaguá tendem a impactar os valores em Sorriso com sete dias de defasagem, captando cerca de 8% das variações da primeira região (Tabela 7). Da mesma forma, os dados apontaram que variações de preços em Sorriso tem impacto em Paranaguá, com quatro dias de defasagens. Chama a atenção, novamente, o fato de a relação defasada ser inversa. Altas de preços em Sorriso tendem a pressionar os preços em Paranaguá quatro posteriores. Porém, importante destacar que a relação contemporânea é positiva, mas com elasticidade inferior à defasada. Os preços do primeiro vencimento da CME/CBOT também apresentam impacto sobre os valores de Sorriso, com quatro dias de defasagens. A relação contemporânea é positiva, enquanto a defasada, negativa. A relação contemporânea é bem maior que a defasada. O contrário também é verdadeiro. Apesar de não haver causalidade de Sorriso sobre a CME/CBOT, as relações contemporânea e defasada são expressivas. A defasada ocorre 10 dias posteriores, porém com baixo nível de significância (Tabela 7). Tabela 7. Resultados dos testes de causalidade entre físico Sorriso com físico Paranaguá e 1º vencimento da CME/CBOT e entre físico Paranaguá e FOB portos argentinos, 01/set/2008 a 31/ago/2011 DE PARA CONTEMPO- RÂNEA DEFASADA DEFASAGEM (DIAS) PARANAGUÁ SORRISO *** *** 7 SORRISO PARANAGUÁ *** ** 4 CME/CBOT SORRISO * ** 4 SORRISO CME/CBOT * &**** 10 ARGENTINA PARANAGUÁ * ** 4 (1 a 3) PARANAGUÁ ARGENTINA * *** 2 (1) CME/CBOT PARANAGUÁ 0,0276*** 0,0309** 6(1 a 5) PARANAGUÁ CME/CBOT 0,0404 0,1646** 30 Fonte: Dados da pesquisa * Significativo ao nível de 1% de significância; ** Significativo ao nível de 5% de significância; *** Significativo ao nível de 10% de significância; **** Significativo ao nível superior a 10% de significância. As elasticidades de transmissão de preços entre os portos de Paranaguá e argentinos são expressivas e imediatas. Porém, no geral os dados apontaram que os impactos de preços de Paranaguá são maiores sobre os da Argentina, do que o contrário (Tabela 7). Isto mostra as mudanças recentes, com maior participação do Brasil nas transações internacionais, que favoreceu,

36 35 inclusive, a maior proximidade dos níveis de preços entre regiões do Brasil, com os da Argentina e dos Estados Unidos. Os preços em Paranaguá também captam rapidamente parte das variações de preços na CME/CBOT, ficando outros seis dias absorvendo tais variações. Os preços de Paranaguá sinalizaram impacto sobre o primeiro vencimento da CME/CBOT com apenas 30 dias de defasagens. 5 CONSIDERAÇÕES FINAIS O objetivo deste artigo foi analisar o risco e a causalidade no mercado de milho no Brasil, considerando o período de 2004 a 2011, que corresponde ao de maior dinâmica desta cadeia, com crescimento da produção e de exportação. De forma detalhada, buscou-se entender a relação de preços entre o contrato futuro de liquidação financeira e de base na BM&FBovespa com preços de Sorriso/MT, da CBOT e FOB portos da Argentina. No geral, pode-se dizer que o novo contrato futuro da BM&FBovespa parece ter alcançado o objetivo de aumentar a liquidez e favorecer a gestão de risco. Outro ponto importante é que os preços internos apresentam a mesma tendência da Bolsa de Chicago e dos valores FOB da Argentina. A mesma relação de longo prazo foi sinalizada pelos resultados de cointegração entre as séries. Também foram observados decréscimos de diferenças de preços entre mercados interno (Campinas) e externo (CME/CBOT, FOB Argentina e Paranaguá). Com isso, o mercado futuro passa a captar mais rapidamente as variações de preços nestes mercados. Houve maior diferença de preços entre Campinas e as bases em anos recentes, provavelmente reflexo da boa produtividade das regiões produtoras e da maior demanda na região de Campinas. Os dados também apontaram para maior risco de base com o contrato futuro BM&FBovespa, comparativamente ao físico Campinas. Este pode ser uma das justificativas de agentes sinalizarem pouco interesse de operarem as bases liberadas autorizadas na BM&FBovespa. Em termos de causalidade, os resultados apontaram que os preços externos causam o interno. Preços da BM&FBovespa causa todas as regiões de referência no Brasil, como o esperado. Os preços de Rio Verde e do Triângulo Mineiro não causam preços futuros na BM&FBovespa, sendo uma surpresa, diante da importância dessas regiões no suprimento nacional. Houve bicausalidade entre preços das regiões base e os de Campinas, sendo um ponto positivo ao mercado futuro no Brasil. A elasticidade de transmissão de preços mostrou que: Preços regionais captam rapidamente variação na BM&FBovespa;

37 36 Preços na bolsa também são influenciados rapidamente pelos preços regionais exceção para Triângulo Mineiro, para 12 defasagens; Campinas tem relação direta com as demais regiões estudadas; Importante relação de Sorriso com os mercados externos; Este trabalho foi um primeiro passo na tentativa de analisar com mais detalhes a dinâmica de formação de preços do milho no Brasil. Para estudos futuros é importante a inclusão de variáveis relacionadas aos custos do processo de comercialização, como os logísticos e tributos, assim como analisar o poder de mercado de compradores e o papel da produtividade agrícola na geração de excedentes exportáveis. 6 REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS BACCHI, M.R.P. Previsão de preços de bovino, suíno e frango com modelos de séries temporais. Piracicaba, p. Dissertação (Mestrado) - Escola Superior de Agricultura Luiz de Queiroz, Universidade de São Paulo. BITTENCOURT, M.V.L. Formação de preços e caracterização do mercado de frango em São Paulo. Piracicaba, p. Dissertação (Mestrado) - Escola Superior de Agricultura Luiz de Queiroz, Universidade de São Paulo. BM&FBOVESPA. Mercado futuros. Disponível em: < Acesso em: outubro de CENTRO DE ESTUDOS AVANÇADOS EM ECONOMIA APLICADA (CEPEA). Indicadores de preços. Disponível em: < Acesso em: outubro de CME GROUO (CME/CBOT). Agriculture. Disponível em: < trading/agricultural/grain-and-oilseed/corn_quotes_settlements_ futures.html>. Acesso em: outubro de COMPANHIA NACIONAL DE ABASTECIMENTO (CONAB). Comecialização. Disponível em: < DICKEY, D.A.; FULLER, W.A. Distribution of the estimator for auto-regressive time series with a unit root. Journal of the American Statistical Association, v.74, n.366, p , 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, p. ENGLE, R.F.; GRANGER, C.W.J. Co-integration and error correction representation estimation and testing. Econometrica, Illinois, 55: , FULLER, W.A. Introduction to statistical time series. 2.ed. New York: John Wiley & Sons, p.

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