QUEBRA ESTRUTURAL, MODELAGEM E PREVISÃO DO PREÇO DO CAFÉ BRASILEIRO

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1 1 QUEBRA ESTRUTURAL, MODELAGEM E PREVISÃO DO PREÇO DO CAFÉ BRASILEIRO Carlos Enrique Carrasco Guierrez Douor em Economia ela Fundação Geúlio Vargas - RJ [email protected] Universidade Caólica de Brasília SGAN 916, Módulo B. Brasília - DF CEP , Brasil. Telefone: Fernanda Maos de Moura Almeida Mesre em Conabilidade ela Fucae Business School - ES [email protected] Fucae Business School - Av. Fernando Ferrari, nº 1358, Boa Visa, Viória - ES CEP Brasil Telefone: RESUMO O Brasil se desaca como o maior roduor de café do mundo sendo resonsável or 30% do mercado inernacional, além de maior exorador e o segundo maior consumidor, arás somene dos Esados Unidos. Ese rabalho em como finalidade enconrar um modelo economérico caaz de rever o reço do café no Brasil a fim de auxiliar os roduores e comercianes nas omadas de decisões sobre os invesimenos de café. Os dados uilizados são os reços de café Arábica recebidos elos roduores Brasileiros no eríodo de 1997 aé 2009 em frequência mensal. Variáveis macroeconômicas foram inseridas nos modelos a fim de verificar a influência desas na revisão do reço do café. Os resulados da modelagem idenificaram uma quebra esruural nos reços reais e deendência com algumas variáveis macroeconômicas. Em relação aos resulados de revisão os modelos idenificados fornecem um ercenual de erro médio absoluo de revisão na ordem de 1,8%. Palavras-chave: Previsão; Modelagem; Quebra Esruural; Preço do Café. 1 INTRODUÇÃO A cafeiculura é uma aividade econômica e socialmene imorane em nível mundial. Na economia brasileira o café aresena uma ariciação exressiva da rodução agrícola, refleindo osiivamene na balança comercial. A rodução de café do Brasil, de acordo com dados da Confederação da Agriculura e Pecuária do Brasil (CNA, 2008) reresena 40% da rodução oal mundial. O Brasil se desaca como o maior roduor de café do mundo, além de maior exorador (MAPA, 2010) e segundo maior consumidor. Margarido e Barros (2000) confirmam a liderança do Brasil na rodução e exoração agrícola, mas enfaizam seu baixo oder de deerminar os reços desses roduos uma vez que o aís esá exoso a variações de reços exernos. Os auores relaam que o seor agrícola, é o seor mais sensível aos choques de ofera e demanda que consequenemene afeam o reço desses roduos. Os reços do café no Brasil, aé 1990 eram regulados elo Insiuo Brasileiro do Café (IBC) com inervenção do Governo visando aumenar a demanda e reduzir a ofera semre que a rodução se excedia. A arir da referida daa o Brasil assou a receber influência do mercado fuuro ara deerminar o reço inerno do café roorcionando maior segurança aos envolvidos nesse negócio. Os conraos do mercado fuuro reresenam uma oção de venda

2 2 aneciada ara os roduores (BACHA, 1998; MATIELLO, 2005). Em virude do surgimeno dese mercado, os roduores odem garanir melhores reços ara o café que roduzem anes mesmo de colher o seu roduo. Enreano, essa movimenação com o mercado fuuro, ainda gera insegurança enre os roduores viso que o reço do café em se mosrado insável e as oções oferadas elo mercado fuuro visam aendimeno da demanda elo roduo. Assim, é comum os roduores se sujeiarem a essas negociações sem erem a oorunidade de comarar as oferas do mercado com alguma esimaiva de reço do café. Se o roduor em uma revisão do reço que será ago elo seu café na éoca da safra, orna-se ossível analisar que io de invesimenos oderá fazer e qual será o melhor eríodo ara vender seu café garanindo uma renabilidade maior. Assim, o conhecimeno do comorameno dos reços oderá ser exremamene úil nas suas omadas de decisões com relação ao lanejameno da rodução, à manuenção e formação de esoques, odendo desa forma aroveiar de maneira mais eficiene as fases de baixa e de ala nos reços, ara a maximização dos lucros. De forma geral a revisão do reço do café, auxiliará ao roduor nas omadas de decisões que são imoranes ara seu negócio. Do ono de visa dos comercianes de café, a revisão do reço é muio imorane ara os roduores no momeno de realizar conraos no mercado so e fuuro. Normalmene, o reço no mercado so reage ou cai aneciadamene em relação ao reço recebido elo roduor, e em maior magniude, orano, a revisão do reço será um arâmero de decisão. Sendo assim, um esudo que aresene uma revisão do reço do café oderá auxiliar os roduores e comercianes nas omadas de decisões. Nessa erseciva, esa esquisa objeiva enconrar um modelo economérico de séries emorais, adequado à revisão do reço do café recebido elos roduores Brasileiros. Dois ios de café são os mais imoranes no Brasil: o café arábica e o café robusa. O café arábica se desaca ela sua caacidade de consumo in naura, elas suas roriedades organoléicas que fazem com que ese io de café seja areciado elo seu sabor mais suave e menos coneúdo de cafeína e udo iso seja comensado or um reço maior, enquano que a vanagem do café Robusa esá no maior rendimeno e menor vulnerabilidade a doenças e só é consumido via blend. É sabido que exisem mais de quarena variedades de café, as variedades arábica e robusa são as únicas relevanes e reresenam enre 60% 70% e 40% 30% da rodução mundial, resecivamene. Ese arigo esuda o reço do café arábica roduzido elo Brasil viso a sua reresenaividade na rodução oal. Ese rabalho esá organizado, além desa inrodução, em quaro seções. Na róxima seção é aresenada uma revisão bibliográfica exisene a reseio da modelagem e revisão do reço de café. Na erceira seção descreve-se os dados, a meodologia, e aresena-se os resulados da modelagem e revisão. Por fim, na quara seção enconram-se as conclusões. 2 REVISÃO BIBLIOGRÁFICA Diferenes rabalhos êm-se dedicado ao esudo do mercado de café, ano do ono de visa eórico como ráico. Vogelvang (1980, 1988, 1990, 1992), Lord (1991), Bressan (2004) são alguns exemlos. Vogelvang (1988) menciona que o esudo do mercado de café deende dos objeivos a serem seguidos, or exemlo: - Esecificação, esimação e ese de equações esruurais ara ober insigh na esruura causal do mercado; - Modelagem arcial ou oal do mercado de café ara esar hióeses esecíficas das relações enre algumas variáveis; - Modelagem com objeivos de revisão; - Consrução de um modelo ara formulação de olíicas. Vogelvang (1980) iniciou um esudo ara formação de reço do café esimando modelos economéricos baseado no comorameno microeconômico dos aricianes do

3 3 mercado resene e fuuro. Vogelvang (1990) esuda o mercado de café incluindo ouras commodiies e analisa co-inegração enre os reços do café, cacau, chá e açúcar. Vogelvang (1992) uilizando reços rimesrais no eríodo invesiga as relações de longo razo enre os reços sos de quaro ios de café or meio de uma análise de coinegração, enconrando rovas sobre a exisência de duas relações de longo razo. Oero e Milas (1998) amliam a amosra aé 1998, confirmando os resulados enconrados or Vogelvang (1992). Ouros rabalhos êm-se dedicado à modelagem de séries emorais com o objeivo de ober revisões dos reços. Por exemlo, um gruo de see commodiies: café, cacau, cobre, açúcar, algodão, milho e soja, foi esudado or Lord (1991). No Brasil, Bressan (2004) esimou um modelo economérico ara enconrar as revisões de café, soja e boi gordo a fim de auxiliar nas decisões de comra e venda de conraos fuuros, levando em cona dados da BM e F. Ribeiro, Souza e Rogers (2006) analisaram o comorameno do reço do café à visa e fuuro em relação aos esoques e exorações. Para ano, uilizaram um modelo de veores auoregressivos (VAR) alicado a séries emorais. Almeida Pino e al.(2008) esudaram o comorameno dos reços de cacau, café, cana de açúcar, laranja e soja do Brasil, a fim de analisar a sensibilidade dos reços recebidos elos roduores dessas commodiies. Poucos rabalhos êm se dedicado à revisão do reço do café no Brasil. Porano, nosso objeivo esá na rocura de um modelo economérico ajusado ara a revisão do reço do café Brasileiro. Incluímos nese esudo ouros faores de insabilidade do reço do café que esão direamene relacionados a variáveis como: axa de câmbio, axa de juros, crédio rural, PIB do Brasil e PIB dos rinciais aíses que imoram café do Brasil (enre 1976 e 2004, os rinciais aíses imoradores de café foram os Esados Unidos, Alemanha, Iália, Jaão e Bélgica) enre ouras variáveis macroeconômicas. Os resulados da modelagem mosram modelos bem esecificados aroriados ara revisão. A escolha do modelo final se baseou no criério de desemenho de revisão fora da amosra, e ara al foram comaradas as revisões ara dois e rês anos à frene usando as observações que não foram uilizadas na fase de idenificação, esimação e ese dos modelos. Os resulados desa esquisa demonsram que o modelo que aresena melhores resulados ara a revisão do reço do café arábica é um modelo que considera a axa de câmbio e algumas defasagens do reço do café fornecendo erros ercenuais médios absoluos de revisão na ordem de 1,8%. 3 METODOLOGIA E RESULTADOS 3.1 Dados O eríodo da análise dese rabalho esende-se de Janeiro de 1997 a Dezembro de 2009, com eriodicidade mensal. Os reços de café arábica foram exraídos da Associação Brasileira da Indúsria do Café (ABIC, 2009). Os dados de axa de câmbio, axa de juros, crédio rural, deflaor (IGP-M), PIB do Brasil e os índices de PIB dos rinciais aíses que imoram café do Brasil foram obidos do IeaDaa. As séries foram deflacionadas considerando o Índice Geral de Preços de Mercado (IGP-M) usando-se como base a média de 1995 = 100. A Figura 1 mosra as séries dos reços recebidos elos roduores ara dois ios de café: o café arábica io 6 bebida dura e o robusa io 7. Pode ser observada uma mudança de comorameno da série de reços aós o ano 1999 a arir da qual os reços esão mais esáveis. O reço do café no Brasil semre foi marcado or alas e baixas em decorrência, enre ouros faores, do aumeno (redução) da roduividade refleindo em aumeno (redução) do esoque de café (foram feios eses de sazonalidade ara a série arábica mosrando ouca influência no comorameno dos dados. Oamos or usar a série original).

4 R$/sc 60kg Preço Arábica - R$/ sc 60kg Preço Robusa - R$/ sc 60kg Ago/1998 Abr/2000 Dez/2001 Ago/2003 Abr/2005 Dez/2006 Dez/2009 Fone: ABIC (2009) *Noas: Preço do café arábica e conilon -- reço real.*arábica io 6 bebida dura e café robusa io 7 Preço recebido elo roduor, eríodo Janeiro 1997 a Dezembro Figura 1. Média Mensal dos Preços de Café Recebidos elos Produores (1995 =100). 3.2 Tese de Raiz uniária Anes de qualquer análise economérica com dados de séries emorais é necessário invesigar as roriedades de esacionaridade das séries envolvidas. Se ao realizarmos o ese de raiz uniária idenificamos que a série coném uma raiz uniária (ordem de inegração de 1, I(1)) ransformaremos esa variável em esacionária or meio da diferenciação, anes da sua incluição no modelo economéricos. A Tabela 1 mosra os resulados dos eses de Augmened Dickey--Fuller (ADF) e Phillis-Perron (PP) ara odas as séries envolvidas Tabela 1. Esaísicas do Tese de Raiz Uniária Séries ADF Log Preço Arábica - 2, (0,081) Log Taxa de câmbio - 2, (0,2176) Log Crédio rural Taxa de juros 0, (0,9873) - 4, * (0,000) Log PIB Brasil 0, (0,9931) Log PIB USA - 2, (0,1597) PP - 2, (0,2717) - 2, (0,2630) 0, (0,9826) - 4, * (0,0002) - 0, (0,9355) - 3, (0,0240) Noa: A hióese nula dos dois eses é a resença de raiz uniária. Valores com logarimo,com exceção da axa de juros com exceção da axa de juros. Valor críico da esaísica ADF ao nivel de significância de 5%. -2, (Exogenous Consan). Valor críico da esaísica PP ao nível de significância de 5%. (Exogenous Consan). Os valores em arêneses são as robabilidades (P-valor). Fone: Elaboração dos auores. Todas as esaísicas mosram que o reço de café arábica, crédio rural, axa de câmbio, PIB Brasil e PIB Americano aresenam raiz uniária. A única variável esacionária é a axa de juros (Consideramos como variável deerminísica a consane em odos os eses. Os resulados são ao nível de significância de 5%). 3.3 Tese de Quebra Esruural É conhecida a fraqueza dos resulados dos eses de ADF e PP na resença de oenciais quebras esruurais mosrando evidências de não esacionariedade. Em ouras alavras, ara uma série enconrada como não esacionária, ode exisir a ossibilidade de que

5 5 de fao seja esacionária em orno da quebra esruural, I(0), mas erroneamene classificada como I(1) (de fao Perron mosra que ao considerar quebras esruurais nas séries os eses radicionais êm menos habilidade em rejeiar a hióese de raiz uniária que na verdade é falsa). Perron (1989) desenvolveu um rocedimeno ara esar a raiz uniária ermiindo a incororação de uma quebra esruural exógena. Iso é, a quebra esruural é conhecida. Por ouro lado, há uma vasa lieraura sobre quebras endógenas no qual a daa da quebra é deerminada seguindo algum criério de idenificação aravés do uso de algum io de oulier(ouliers são observações anormais ou excecionais que esão disanes do reso dos dados). Zivo e Andrews (1992), Perron e Vogelsang (1992), Perron (1997), e Clemene- Monanes-Reyes (1998) rouseram eses de quebra esruural no qual o ono de quebra era deerminado endogenamene. Alguns auores êm mosrado as vanagens e desvanangens deses eses. Shresha e Chowdhury (2005) argumenam que em caso da exisência de quebra esruural a oência do ese Perron-Vogelsang é suerior ao de Zivo-Andrews. Enders (2004) argumena que Perron e Vogelsang (1992) é mais aroriado se a daa da quebra é incera. Baum (2004) jusifica os eses de Perron e Vogelsang (1992) e Clemene-Monanes- Reyes (1998) como os mais referidos. Eses dois úlimos eses oferecem dois ios de modelo: a) O modelo oulier adiivo (OA) o qual caura mudanças abruas na média das séries b) O modelo oulier inovacional (OI) o qual caura a mudança gradual na média das séries. Para o esudo em quesão usamos o ese de Clemene-Monanes-Reyes (1998) ara uma quebra esruural. A hióese nula dese ese é a resença de raiz uniária conra a hióese alernaiva que a série seja esacionária com quebra esruural. Na Tabela 2 mosra-se os resulados do ese de quebra esruural endôgena ara a série de reços do café arábica. Tabela 2. Tese de raíz uniária de Clemene - Monanes - Reyes Modelo Lag K Esaísic a Valores Críicos Pono de quebra OA 10-3,593 * - 3, :10 OI 11-6,173 * - 4, :11 Noa :* significa Fone : Elaboração dos auores. rejeicão da hióese nula ao nível de significancia de 5%. Como a esaísica de ese, em módulo, é maior que o valor críico rejeia-se a hióese nula de raiz uniária com quebra, orano, a série de reços é esacionária com uma quebra. 3.4 Modelo Dinâmico Os modelos dinâmicos são amlamene uilizados em diferenes áreas do conhecimeno, em esecial, na economia e finanças. Ese é conhecido ambém como Modelo Auo-Regressivo de Defasagens Disribuídas or levar em cona, como variáveis rédeerminadas, as defasagens da variável endógena. Consideremos rês ios de modelos: i) Modelos univariados Ese modelo considera aenas a variável de ineresse ara a modelagem. Diz-se que o rocesso y segue um modelo ARMA (, q) se:

6 6 y = + φ1 y 1 + φ2 y φ y + θ1ε 1 + θ2ε θqε q α + ε (, em que (L) θ são dois olinômios definidos como: 2 2 q φ( L) = 1 φ1 L φ2l... φ L e θ ( L) = 1+ θ1 L + θ2l... + θql. Se = 1 e q = 0 emos o modelo auoregressivo de ordem 1 conhecido como AR(1), se = 0 e q = 1 emos o modelo univariado de médias móveis conhecido como MA(1). O que ode ser escrio como: y φ L) = ε θ ( L) rocesso y segue um modelo ARIMA ( d, q) φ e ( L) d, se é definido como y φ ( L) = ε θ ( L) em que d é a ordem de inegração do rocesso y. Se d = 1, = 1 e q = 1, enão y em uma raiz uniária que resula no modelo ARIMA ( 1,1,1 ) ; se d = 1, = 1 e q = 0 emos o modelo ARIMA ( 1,1, 0) que ode ser escrio como ( 1 L) y ( 1 φ 1L) = ε. ii) Modelo de Defasagem Disribuída Ese modelo aresena a variável endógena y como uma função de valores correnes e assados de uma ou mais variáveis exógenas. Considere o modelo com aenas uma variável exógena x. y = α + φ x + φ x φ x + ε 1 Observe que a reação de y no insane não é exlicada somene elo ocorrido em x no emo, mas ambém elo hisórico de observação de x nos insanes 1, 2,... Iso é, x em influência sobre y aé eríodos de emo aneriores a. iii) Modelo Dinâmico de Defasagens Disribuídas Ese modelo de séries emorais é mais geral que os aneriores e aresena a variável endógena y como uma função de seus valores defasados e de variáveis exógenas x s, de valores correnes e defasados or um ou mais eríodos. O ermo dinâmico é em referência a que as defasagens da variável endógena enram como variáveis exógenas. No modelo dinâmico de defasagem disribuída elo fao dese descrever melhor a evolução da economia e suas reações encadeadas ao longo do emo aresena-se aroriado ara a revisão do reço do café. No caso de uma única variável exlicaiva o modelo é dado or: y = α + φ1 y 1 + φ2 y φ y + θ1x 1 + θ2x θqx q + ε y = c + i= 1 β y i i + q j = 1 θ x j j 2 + ε A idenificação dos modelos (a1) (O modelo univariado ambém ode ser idenificado aravés da meodologia Box e Jenkis), (a2) e (a3) consise em enconrar os valores de e q. Para esabelecer eses arâmeros uilizam-se os criérios de informação, I (, q) que são funções deses arâmeros. Na ráica esima-se o Modelo Dinâmico de defasagens Disribuídas, ara vários valores de e q e escolhe-se o modelo que aresenar o menor valor do criério de informação. Para nossa análise usamos dois criérios de informação muio conhecidos na lieraura, Akaike, AIC (, q) e Schwarz SC (, q). 3.5 Resulados da esimação do Modelo Dinâmico Considerando os resulados dos eses de raiz uniária com e sem quebra esruural o modelo a ser idenificado levará as séries de reço e axa de juros em nível e as ouras séries em rimeira diferença. O modelo dinâmico de defasagem disribuída a ser idenificado será da forma: 1

7 7 ln P = c + DT + i= 1 i i q β ln P + X θ + ε em que X = xjur xcam ln credrur ln ibusa, ln ibbras ] j = 1 j [ j é um veor que coném variáveis exógenas, DT é uma variável dummy que reresena a mudança na inclinação de uma função linear definida como DT = TB se < TB e zero caso conrário; TB é a daa da quebra e consideramos o valor de 1999:11 do resulado OI (Acrediamos que a mudança na série seja gradual); xjur é a axa de juros, xcam é a axa de câmbio, credrur é o crédio rural, ibusa é o PIB dos Esados Unidos e ibbras é o PIB do Brasil. O símbolo é o oerador defasagem definido como = 1 L. Os modelos foram idenificados e esimados com informação corresondene ao eríodo de 1997 aé 2007, deixando os dois úlimos anos (2008 e 2009) ara analisar o desemenho de revisão dos modelos. Para idenificar os modelos a serem usados na róxima eaa de revisão, várias esecificações foram esudadas. O número de defasagens de cada uma das variáveis indeendenes (q), e defasagens do reço (), no modelo (3), foram deerminados aravés da minimização do criério de informação Akaike (AIC) e Schwarzsc (SC) a arir de um máximo de 3 lag. Denre um conjuno grande de modelos foram selecionados cinco com os menores valores deses criérios. Na Tabela A do aêndice é mosrado os valores deses criérios e algumas esaísicas usuais de idenificação. Esas esecificações são mosradas a seguir: Pode-se observar uma deendência dos modelos com as variáveis axa de câmbio, axa de juros, crédio rural e algumas defasagens do reço, orém, não incluem as séries do PIB. Para deerminar a validade desas esecificações realizamos os eses de diagnósico. Os resulados são aresenados na Tabela 3. O ese LM em como hióese nula a ausência de auocorrelação aé a ordem de defasagem h e não indica, em nenhum caso, a resença de correlação serial ao nível de significância de 5% (Foi considerada uma defasagem da ordem de h = 15 ). O ese de heeroscedasicidade de Whie não enconra evidências de heeroscedasicidade ao nível de significância de 5% ara odos os modelos, e finalmene o ese de Normalidade de Jarque-Bera não rejeia a hióese nula de normalidade das séries ao

8 8 nível de significância de 5%. Em resumo, odos os modelos mosraram ser correamene esecificados. Por meio desses eses, infere-se que odos os modelos esimados caaram informações relevanes ara garanir bons resulados de revisão do reço do café arábica. 3.6 Resulados da Previsão Para comarar o desemenho de revisão dos modelos selecionados usamos informação fora da amosra, iso é, os modelos foram idenificados e esimados com informação no eríodo de 1997 aé 2007 deixando 2008 e 2009 ara a análise de revisão (Para a esimaiva dos valores revisos foi usada a oção dynamic do Eviews que comua revisão ara mais de um asso à frene). As Tabelas 4 e 5 mosram as esaísicas de desemenho de revisão dos modelos idenificados. Adicionalmene, os resulados de cinco modelos univariados: AR(1), AR(2), ARMA(1,1), ARIMA(1,1,0) e ARIMA(1,1,1) são aresenados. Os modelos AR(1), AR(2), ARMA(1,1) foram esimados sobre a hióese de esacionariedade das séries em nível, segundo os resulados do ese de raiz uniária com quebra esruural. A esecificação ARIMA seguiu os resulados da resença de raiz uniária na série mosrada elas esaísicas ADF e PP. Os modelos univariados foram selecionados segundo o rocedimeno de Box e Jenkins (1976), ese rocedimeno é adrão na lieraura e or isso mosramos aenas seus desemenhos de revisão. Tabela 4. Medidas de Desemenho da Previsão - 2 anos fora da amosra (2008 e 2009) Modelo RMSE MAE MAPE THIEL' s U 1 0, , , , , , , , , , , , , , , , , , , AR(1) 0, , , , AR(2) 0, , , , ARMA(1,1) 0, , , , ARIMA(1,1, 0) 0, , , , ARIMA(1,1, 1) 0, , , , Fone: Elaboração dos auores

9 9 Na Tabela 4 ode-se observar que o modelo 4 em o melhor desemenho de revisão denre os modelos esudados e denre os modelos univariados o modelo com melhor desemenho foi o AR(1). A esaísica MAPE mosra o erro ercenual médio absoluo de revisão da ordem de 1,69% ara o modelo 3 e de 2% ara a esecificação univariada o que reresena valores da ordem de 11% sueriores aos fornecidos elo modelo 4. Os ganhos segundo a esaísica THIEL's U são mais evidenes, o modelo 4 em uma esaísica de 0,0091 e o AR(1) de 0,0107 o que reresena valores sueriores em 17,58% ao do modelo 4. A Tabela 5 mosra os resulados de revisão considerando rês anos fora da amosra. Os modelos foram esimados com informação aé 2006 deixando rês anos ara a comaração do desemenho de revisão (Foram usados os mesmo modelos idenificados na eaa anerior com informação aé 2007). Pode observar-se que o modelo 3 é a melhor esecificação denre os modelos de defasagem disribuída e denre os modelos univariados o modelo ARIMA(1,1,1) foi o melhor. A esaísica MAPE mosra o erro ercenual médio absoluo de revisão da ordem de 1,72% ara o modelo 3 e 3,54% ara a esecificação univariada. Iso reresena erros ercenuais médios de revisão sueriores em 105% dados ela esecificação univariada. A esaísica THIEL's U mosra valores sueriores ara o modelo univariado em 45,34%. Tabela 5. Medidas de Desemenho da Previsão - 3 anos fora da amosra (2007aé 2009) Modelo AR(1) AR(2) ARMA(1,1) ARIMA(1,1, 0) ARIMA(1,1, 1) RMSE 0, , , , , , , , , , MAE 0, , , , , , , , , , MAPE 2, , , , , , , , , , THIEL' s U 0, , , , , , , , , , Fone: Elaboração dos auores Em resumo, as duas melhores esecificações são os modelos 3 e 4 que deendem de defasagens da axa de câmbio e reço do café. Na Figura 2 são aresenados os valores reais da série de reço do café, os valores revisos fora da amosra elos modelos 3, 4 e a esecificação univariada AR(1) ara valores fora da amosra no eríodo 2008 e Na Figura 3 se mosra os valores observados da série de reços do café e os valores revisos elo modelo 3 e seus inervalos de revisão. O inervalo de confiança dos valores revisos é calculado aravés do desvio adrão que é dado ela relação α / 2( n K ) SE, em que SE é o desvio adrão dos erros de revisão. Desa Figura ode observar-se que os valores revisos elo modelo esão denro do inervalo de confiança (ao nível de 95%) o que reresena valores aceiáveis de revisão.

10 Ln Preço Café Modelo 3 Modelo 4 AR(1) M M M M07 Fone: Elaboração dos auores * Preço do café arábica Recebidos elos Produores.Período Jan Dez Figura 2. Previsão dos reços de Café recebidos elos roduores - fora da amosra X SE Previsão do Preço do Café Preço do Café 2008M M M M07 Fone: Elaboração dos auores. Período Janeiro 2008 a Dezembro 2009 Figura 3. Valores observados dos Preços de Café e Preços Previsos elo Modelo 3 com ± 1,96 sef. 4 CONCLUSÃO Esa esquisa objeiva enconrar um modelo economérico de séries emorais, adequado à revisão dos reços de café a fim de auxiliar aos roduores e comercianes na omada de decisões sobre os invesimenos de café. Para aender a esse objeivo, a modelagem de séries emorais foi alicada ara a série de reços do café arábica. Foram esimados modelos dinâmicos de defasagem disribuída a fim de idenificar o mais adequado à revisão de reço do café no Brasil. Todas as eaas sugeridas ela meodologia alicada às séries emorais foram seguidas: idenificação, esimação, verificação e revisão do modelo. Adicionalmene foram esimados modelos univariados ara comarar com os modelos roosos. Os resulados da modelagem idenificaram uma quebra esruural nos reços reais e, em aricular, uma deendência com a axa de câmbio. Os modelos indicados como mais adequados à revisão, aresenaram menores valores das esaísicas RMSE, MAE, MAPE e THIEL's U. Em relação aos resulados de revisão os modelos idenificados 3 e 4 fornecem uma orcenagem de erro médio absoluo de revisão, MAPE, da ordem de 1,8%.

11 11 A roosa desa esquisa é facível e as ferramenas economéricas usadas ara rever o reço do café arábica com alicação de odas as eaas indicadas na modelagem de séries emorais demonsram ser recisas. Ouras esquisas odem ser realizadas nesse camo considerando novos modelos economéricos, bem como ouras variáveis que exliquem o reço do café. REFERÊNCIAS ABIC. Associação da Indúsria de Café. Esaísicas 2009 média mensal dos reços recebidos elos roduores. Disonível em: Acesso em: 15 Jan ALMEIDA PINTO, P. A. L. e al. Alicação do modelo arima à revisão do reço das commodiies agrícolas brasileiras. XLVI Congresso da Sociedade Brasileira de Economia, Adminisração e Sociologia Rural. Rio Branco Acre. 20 a 23 de julho de BACHA, C. J. C. A cafeiculura brasileira nas décadas de 80 e 90 e suas ersecivas. Preços agrícolas. Economia Cafeeira. ESALQ/USP São Paulo. Agoso de BAUM, C. F. Saa: The language of choice for ime series analysis? Boson College Working Paers in Economics 598, Boson College Dearmen of Economics, Published as: Chrisoher F Baum, Saa: The language of choice for ime-series analysis? Saa Journal, SaaCor LP, vol. 5(1), ages 46-63, March. BOX, G. E. P.; JENKINS, G. M. Time series analysis forecasing and conrol. San Francisco: Holden Day. Edição revisada, BRESSAN, A. A. Tomada de decisão em fuuros agroecuários com modelos de revisão de séries emorais. RAE elerônica, 2004, Vol. 03, n. 1, ar. 09. CLEMENTE, J.; MONTANES, A.; REYES, M. Tesing for a uni roo in variables wih a double change in he mean. Economics Leer. 1998, 59, CNA - Confederação da Agriculura e Pecuária do Brasil. Indicadores rurais. Agriculura gera reração denro da oreira, Boleim mensal elaborado ela Suerinendência da CNA em arceria com Cenro de Ineligência em Mercados da Universidade Federal de Lavras. Lavras - MG, Ano XI n. 91, ENDERS, W. Alied economeric ime series. Hoboken, IPEA. Ieadaa - base de dados. Inflação - IGP-M mensal, LORD, M. J. Price Formaion in Commodiy Markes. Journal of Alied Economerics, Vol. 6, n. 3, , MAPA. Minisério da Agriculura e Pecuária, Esaísicas, MARGARIDO, M. A.; BARROS, G. S. de C. Transmissão de reços agrícolas inernacionais ara reços agrícolas domésicos no Brasil'. Insiuo de Economia Agrícola, São Paulo, vol. 2, n. 47, , MATIELLO, J. B. coord. Culura de café no Brasil: novo manual de recomendações. Ed.

12 Rio de Janeiro-RJ e Varginha-MG: Minisério da Agriculura, da Pecuária e do Abasecimeno PROCAFÉ, OTERO, J. G.; MILAS, C. Modelling he Behaviour of he so rices of various yes of coffee. The Warwick Economics Research Paer Series (TWERPS) 524, Universiy of Warwick, Dearmen of Economics, PERRON, P. The grea crash, he oil rice shock, and he uni roo hyohesis. Economerica, 57, , Furher Evidence on Breaking Trend Funcions in Macroeconomic Variables. Journal of Economerics, Vol. 80, , PERRON, P.; VOGELSANG, T. J. Nonsaionary and level shifs wih an alicaion o urchasing ower ariy. Journal of Business and Economic Saisics, 10, , RIBEIRO, K. C. S.; SOUSA, A. F.; ROGERS, P. Preços do café no Brasil: variáveis rediivas no mercado à visa e fuuro. Revisa de gesão USP, São Paulo, vol. 13, n. 1, , SHRESTHA, M. B.; CHOWDHURY, K. A sequenial rocedure for esing uni roos in he resence of sriciral break in ime series daa: an alicaion o quarerly daa of neal, Inernaional Journal of Alied Economerics and Quaniaive Sudies, Vol.2-2,. 1-16, VOGELVANG, E. A quarerly economeric model for he rice formaion of coffee on he world marke. Free Universiy Press, Amserdam, A Quarerly Economeric Model of he World Coffee. Working, H. Amserdam (Holanda), Economy, Free Universiy Press,. 230, Serie research memoranda: Tesing for co-inegraion wih so rices of some relaed agriculural commodiies. Faculei der Economische Weenschaen en Economerie Amserdam. January, Hyohesis esing concerning relaionshis beween so rices of various yes of coffee. Journal of Alied Economerics, 7, , ZIVOT, E.; ANDREWS, D. Furher evidence on he grea crash, he oil-rice shock and he uni roo hyohesis. Journal of Business and Economic, Saisics 10, , 1992.

13 13 Aêndice Tabela A. Análise de Correlação enre as Variáveis Consideradas Lncredrur Lnibale Lnibbel Lnibbra Lnibia Lnibja Lnibusa Lnrecoara Lnxcam Lnxjur Lncredrur 1,0000 Lnibale 0,6671 1,0000 Lnibbel 0,5522 0,9366 1,0000 Lnibbra 0,8528 0,8991 0,8269 1,0000 Lnibia 0,4994 0,9532 0,9294 0,7953 1,0000 Lnibja 0,7524 0,8904 0,7776 0,8751 0,8721 1,0000 Lnibusa 0,7181 0,9620 0,9551 0,9286 0,9373 0,8902 1,0000 Lnrecoara -0,1075-0,6519-0,6882-0,5025-0,6847-0,3714-0,6239 1,0000 Lnxcam -0,1336 0,4627 0,6533 0,2819 0, ,2489 0,5225-0,7064 1,0000 Lnxjur 0,0612-0,2934-0,3266-0,1678-0,2958-0,1662-0,2154 0,2415-0,3856 1,0000 Lncredur é o crédio rural, Lnibale é o Pib da Alemanha, Lnibbel é Pib da Bélgica, Lnibbra é o Pib do Brasil, Lnibia é o Pib da Iália, Lnibja é o Pib do Jaão, Lnibusa é o Pib dos Esados Unidos, Lnrecoara é o reço café arábica, Lnxcam é a axa de câmbio e Lnxjur é a axa de juro. Tabela B. Análise do Criério de Informação e esaísicas de esimação Modelo AIC SC F R 2 -ajusado DW * * *Indica os menores valores de cada criério. A esaísica F mosra que as variáveis exlicaivas em conjuno são significaivas. A esaísica DW é róximo de 2 mosrando evidencias de não auocorrelação de rimeira ordem nos modelos selecionados. R 2 -ajusado indica um bom ajuse dos dados aos modelos candidaos.