Técnicas de cointegração na análise dos impactos dos preços do etanol, da gasolina e da massa salarial sobre a demanda por gasolina no Brasil no período de 2005 até 2011. Sérgio Rangel Fernandes Figueira (1) Adhemar Sanches (2) Ana Claudia Giannini Borges (1) David Ferreira Lopes Santos (1) Introdução As principais opções de combustível para automóveis no Brasil são a gasolina C, misturada com etanol anidro, e o etanol hidratado. Historicamente, a gasolina é o combustível automotivo mais utilizado no mercado brasileiro. O Brasil foi pioneiro na utilização em larga escala do etanol hidratado como combustível automotivo na década de 1970. Após o revés na utilização deste combustível no final da década de 1980 e da década de 1990, a década de 2000 foi caracterizada pela retomada da utilização em larga escala deste tipo de combustível devido a elevação da venda de veículos bicombustíveis no período Desde 2003, quando se iniciou a venda de automóveis bicombustíveis em pequena escala no Brasil (aproximadamente 3,9% das vendas totais), a venda de veículos bicombustíveis elevou-se rapidamente, atingindo 91,5% da porcentagem de novos automóveis comercializados no ano de 2009. Apenas em 2005 os veículos bicombustíveis começaram a ser comercializados em maior escala no Brasil (atingindo participação de 52,7% na venda de novos veículos automotivos), diante de uma participação de 22,5% em 2004 (TÁVORA, 2011). A aquisição dos automóveis bicombustíveis permite ao consumidor escolher entre o abastecimento do seu veículo com gasolina C (gasolina misturada com etanol anidro) ou etanol hidratado. Esta decisão dos consumidores é amparada pela totalidade dos postos de combustíveis brasileiros que fornecem a opção de ambos os combustíveis. Pesquisas indicam que, para ser viável economicamente em relação à gasolina, o etanol hidratado necessita ser comercializado por um preço 70% menor do que a gasolina C. Tal relação de preços decorre da menor eficiência do etanol em relação a gasolina, em quilômetros rodados por litro (km/l). (1) Departamento de Economia Rural FCAV/UNESP. (2) Departamento de Ciências Exatas FCAV/UNESP. E-mail: adhesan@fcav.unesp.br
O objetivo da pesquisa foi utilizar um modelo econométrico com técnicas de cointegração para se estimar elasticidades, tendo como variável dependente a demanda de gasolina, e como variáveis explicativas (ou independentes) o preço da gasolina, o preço do etanol e a massa salarial (renda) no período de 2005 até 2011. Em termos gerais, a elasticidade de uma variável dependente, em relação à variação em uma variável independente, é calculada como a razão entre a variação percentual da variável dependente pela variação percentual da variável independente. A elasticidade é um conceito usado para avaliar a reação das pessoas frente a mudanças de valores em variáveis econômicas. Por exemplo, num contexto de demanda como variável dependente, e bens como variáveis independentes (ou explicativas), alguns bens podem apresentar grande impacto na reação dos consumidores sobre a demanda, e para outros, a demanda pode ficar quase inalterada quando o preço do bem sobe ou desce. Isso caracteriza, respectivamente, situações de bens elásticos e bens inelásticos sobre a quantidade demandada. A escolha das variáveis explicativas como preço do etanol, preço da gasolina e massa salarial (renda) para explicar a variação da demanda por gasolina C no Brasil encontra suporte na teoria microeconômica do consumidor. Conforme Ferguson (2003), os fatores determinantes para a escolha individual do consumo de determinado produto são: o preço do produto, o preço dos bens relacionados (bens substitutos e complementares), o nível de renda e o gosto do consumidor. Não se incluiu no modelo a preferência do consumidor devido a não disponibilidade de séries estatísticas correspondentes. Material e métodos Para a análise dos impactos das variáveis explicativas sobre a demanda (variável dependente) por gasolina, a teoria microeconômica normalmente utiliza a elasticidade preço, a elasticidade preço-cruzada e a elasticidade renda. A elasticidade preço é uma medida para avaliação do impacto sobre a demanda dos consumidores, decorrente da variação no preço da gasolina; a elasticidade preço-cruzada reflete o impacto da variação dos preços do etanol na demanda por gasolina e a elasticidade renda representa o impacto decorrente da variação da massa salarial disponível, sobre a demanda por gasolina. Neste estudo foi utilizado um modelo de regressão linear múltipla com o logaritmo natural da variável dependente e das variáveis explicativas. Esse modelo de
regressão, que alguns autores denominam de modelo log-log (GUJARATI e PORTER 2011, por exemplo), tem como vantagem o fato que as elasticidades de interesse são obtidas diretamente como os valores dos coeficientes do modelo ajustado, a saber, (1) em que, G t é a demanda por gasolina C; PG t é o preço médio real mensal de revenda de gasolina, cobrado pelas distribuidoras; PE t é o preço médio real mensal de revenda de etanol, cobrado pelas distribuidoras; MS é a variação da renda (ou massa salarial) e ε t é o resíduo. As séries temporais de preços do etanol hidratado e da gasolina C, mensais, foram disponibilizadas pela Agência Nacional do Petróleo (ANP) e deflacionadas pelo Índice Nacional de Preços ao Consumidor (IPCA) divulgado pelo Banco Central do Brasil. A série de demanda de gasolina foi obtida junto a ANP, e a série massa salarial ampliada foi obtida do IBGE e está disponível no Banco Central Brasileiro. Foram utilizadas técnicas de cointegração para obter os coeficientes almejados. No caso onde as séries temporais utilizadas do modelo de regressão são não estacionárias, esta técnica é recomendada quando todas as séries têm a mesma ordem de integração (MORETTIN, 2011). Exige-se, ainda, que o resíduo obtido da regressão em nível seja estacionário. A vantagem de utilização deste método é o da obtenção das elasticidades de curto prazo (resposta imediata às variações de preços e renda) e de longo prazo (ajustes ao longo do tempo das variações de preços e renda). Para a análise da estacionariedade das séries, utilizou-se o teste de Dickey-Fuller para raízes unitárias (MORETTIN, 2011). Para se verificar a cointegração das variáveis no modelo foram utilizados os resultados obtidos pelo método (teste) de Engle-Granger. Resultados e discussões. Após a realização do teste de cointegração de Engle-Granger, constatou-se que todas as séries do modelo são não estacionárias mas tornam-se estacionárias com uma diferença, e o resíduo da regressão em nível se mostrou estacionário. Portanto, foi possível utilizar a técnica de cointegração no modelo de regressão adotado para estimar os coeficientes de curto e longo prazo. Na Tabela 1, são apresentados os coeficientes de longo prazo correspondentes à equação (1) ajustada. O teste de Durbin-Watson (1,015477) indicou autocorrelação positiva nos resíduos, fator esperado devido a não estacionariedade da série. O R 2 ajustado teve o valor de 0,826708.
As elasticidades de longo prazo obtidas do modelo ajustado permitem avaliar o impacto da resposta de longo prazo da demanda por gasolina mediante variações do preço real da gasolina, do etanol e da massa salarial disponível. Por exemplo, uma elevação de 1% no preço da gasolina em um mês deverá gerar uma redução média aproximada de 1,05% na demanda por gasolina. Deve-se salientar que estes coeficientes foram obtidos mensalmente no período de 2005 até 2011. No tempo, podem ocorrer variações nos valores destes coeficientes. Tabela 1 Coeficientes de longo-prazo Variáveis Coeficientes Erro Padrão Razão t p-valor Constante ( ) 8,70251 1,13442 7,6713 <0,00001 Preço real da gasolina -1,05054 0,190063-5,5273 <0,00001 Preço real do etanol 0,647964 0,190063 8,3090 <0,00001 Massa salarial disponível 0,564997 0,0819381 6,8954 <0,00001 Para se obter os coeficientes de curto prazo considerou-se o modelo, de diferenças (entre logaritmos naturais) em meses consecutivos, para todas as variáveis, qual seja, A Tabela 2 ilustra os coeficientes de curto-prazo obtidos pelo ajuste desse modelo de regressão. Apenas a constante não se mostrou significativa no curto prazo. Conforme Gujarati e Porter (2011), o fato de o termo de erro ser significativo representa a existência de desequilíbrio de curto prazo e longo prazo. Tabela 2 Coeficientes de longo-prazo Variáveis Coeficientes Erro Padrão Razão t p-valor Constante 0,000190588 0,00619725 0,0308 0,97554 Preço real da gasolina -1,74613 0,68324-2,5557 0,01254 Preço real do etanol 0,709689 0,170222 4,1692 0,00008 Massa salarial disponível 0,57241 0,0772407 7,4107 <0,00001 Termo de erro μ t-1 0,550579 0,102204 5,3870 <0,00001 Comparando-se os coeficientes de curto e longo prazo, observou-se redução das elasticidades do curto para o longo prazo. Considerando-se aproximações com duas casas decimais, verifica-se a existência de uma redução mais intensa da elasticidade do preço (real) da gasolina do curto prazo de -1,75 para -1,05 no longo prazo e da elasticidade do preço do etanol sobre a gasolina do curto de 0,71 para 0,65 no longo prazo. Essa redução chega a ser surpreendente, pois o vertiginoso crescimento da venda de veículos bicombustíveis no período deveria conduzir a uma maior elasticidade da variação de preço da gasolina e do etanol sobre a demanda de gasolina no período,
pois os consumidores teriam a opção, com os carros bicombustíveis, de optar por um ou outro combustível. Uma possível explicação para este fenômeno pode ser devida a trajetória descendente dos preços reais da gasolina observadas desde abril de 2006, e ascendentes, embora oscilantes, do preço real do etanol hidratado iniciada no terceiro trimestre de 2009, levando o consumidor a uma mudança de hábito de longo prazo favorável ao consumo da gasolina em detrimento do etanol. Conclusões A utilização das técnicas de cointegração permitiu estimar as elasticidades de curto e longo prazo. Com isso, pode-se avaliar os impactos das variações dos preços da gasolina e do etanol e da massa salarial disponível sobre a demanda por gasolina no período de 2005 até 2011. Contudo, inferências com determinadas elasticidades sempre devem ser feitas com cautela, pois podemos estar diante de situações como essa apontada, qual seja, da trajetória descendente do preço da gasolina, e ascendente do preço do etanol num grande intervalo de tempo dentro do período analisado. Bibliografia [1] FERGUSON, C.E. Microeconomia. Rio de Janeiro. Forense Universitária, 2003, 2 a ed. 589p. [2] GUJARATI, D.N. e PORTER, D.C. Econometria Básica. São Paulo: McGraw Hill, 5 a ed. 2011. 924 p. [3] MORETTIN, P. A. Econometria Financeira. São Paulo: Blucher, 2 a ed. 2011. 383p. [4] TÁVORA, F.L. História e Economia dos Biocombustíveis no Brasil. Brasília. Senado Federal. Abril/2011