1 Consumo de Elericidade e Crescimeno Econômico no Brasil Elecriciy Consumpion and Economic Growh in Brazil Sérgio Ricardo de Brio Gadelha Resumo Esse esudo examina a relação de equilíbrio enre consumo de elericidade, força de rabalho e crescimeno econômico no Brasil durane o período de 1980-2004 em esruura mulivariada de coinegração e causalidade. O ese de causalidade de Engle-Granger (1987 indica uma fore evidência de causalidade unidirecional do consumo de elericidade para o crescimeno econômico, implicando que o Brasil é uma nação dependene de energia e que políicas conservadoras de energia erão um efeio adverso no crescimeno econômico Palavras-chave: Consumo de Elericidade, Causalidade de Engle-Granger, Crescimeno Econômico Absrac This sudy examines he relaionship beween elecriciy consumpion, labour force and economic growh in Brazil during he period of 1980-2004 wihin a coinegraion and causaliy mulivariae framework. The Engle-Granger (1987 causaliy es indicaes a srong evidence for unidirecional causaliy running from he elecriciy consumpion o he real GDP, implying ha Brazil is an energy dependen counry and hus energy conservaion policies will have an adverse effec on economic growh. Keywords: Elecriciy Consumpion, Engle-Granger causaliy, Economic Growh JEL Classificaion: C52, C22, C32, Q43 Analisa da Secrearia do Tesouro Nacional. Mesre e Douorando em Economia pela Universidade Caólica de Brasília. Email para conao: sergio.gadelha@fazenda.gov.br. Secrearia do Tesouro Nacional, Coordenação Geral de Esudos Econômico-Fiscais, Esplanada dos Minisérios, Bloco P, Ed. Sede, 2º andar, sala 229, Brasília- DF, CEP 70048-900. As opiniões expressas nesse rabalho são de exclusiva responsabilidade do auor, não expressando necessariamene a opinião da Secrearia do Tesouro Nacional.
2 1. Inrodução A geração de energia elérica no Brasil é predominanemene hidrelérica, com diversas bacias hidrológicas inegradas aravés de uma exensa rede de ransmissão, que cobre quase odo o país. A afluência hídrica segue um padrão emporal sazonal e de grande variabilidade, sobreudo nos meses úmidos. Essas caracerísicas implicam a necessidade de consrução de reservaórios de grande capacidade de acumulação. A ala paricipação de fones hidráulicas orna esse sisema de geração elérica vulnerável a siuações de escassez de energia devido à incereza do regime das chuvas, e implica o problema da uilização ineremporal da energia acumulada nos reservaórios. Enre os anos 2001 e 2002, ocorreu uma crise nacional, sem precedenes no Brasil, que afeou o fornecimeno e disribuição de energia elérica. Devido a um baixo volume de chuvas, o parque gerador de energia elérica foi insuficiene para aender à demanda previsa e, como a insalação de novas usinas requer elevados invesimenos e longo prazo de mauração, o governo federal eve de inroduzir um programa de racionameno. O efeio imediao desse racionameno foi a reração da produção e do nível de emprego. O consumo de elericidade, que era cerca de 213 GWh em 1991, chegou quase a 306 GWh em 2000, observando-se uma redução no ano seguine para 282 GWh em função de práicas de racionalização de consumo. Apesar de o Programa de Aceleração do Crescimeno (PAC prever a desinação de R$ 65,9 bilhões visando o acréscimo de 12.386 megawas na geração de energia elérica nos próximos anos, além de R$ 12,5 bilhões desinados à consrução de 13.826 quilômeros de linhas de ransmissão, evenos recenes aumenaram a preocupação dos agenes econômicos sobre a possibilidade de ocorrer uma nova crise energéica no Brasil 1. No início de 2008 o preço da energia no mercado livre (Preço de Liquidação de Diferença PLD, fixado pela Câmara de Comercialização de Energia Elérica (CCEE duplicou, endo o valor reajusado de R$ 247,01 por megawa/hora (MW h para R$ 475,53/MWh, o maior valor desde o racionameno de energia de 2001 (R$ 694/MWh. Além de ser um indicador econômico, o preço evidencia um aumeno da percepção de risco de racionameno de energia por pare dos agenes de mercado. Além disso, o nível médio da maior pare dos reservaórios no início de 2008 enconrava-se abaixo do paamar de janeiro de 2001, dois meses anes da decreação do 1 Informações dealhadas sobre os invesimenos em infra-esruura previsos no PAC, especialmene no seor de energia elérica, podem ser obidas no seguine síio elerônico: <hp://www.brasil.gov.br/pac/>.
3 racionameno de energia iniciado naquele ano. A escassez de chuvas no úlimo rimesre de 2007 provocada pelo fenômeno climáico La Niña esvaziou os reservaórios das hidreléricas das regiões Nordese, Nore e Sul em nível inferior ao do período préracionameno, exigindo um maior esforço das hidreléricas das regiões Sudese e Cenro Oese em enviar energia às ouras regiões afeadas 2. Analisar se choques adversos no suprimeno de energia elérica compromeem ou não o crescimeno econômico brasileiro é ema imporane no aual debae acadêmico, com imporanes implicações de políica econômica. A escassez de energia elérica pode afear o invesimeno agregado real da economia, pois prevalecendo as incerezas sobre o suprimeno adequado de energia, diversas decisões de invesimeno endem a ser suspensas ou adiadas, compromeendo o crescimeno econômico (Perobelli e al., 2007. O objeivo desse esudo é invesigar a relação de equilíbrio de longo prazo e a causalidade enre consumo de elericidade e crescimeno econômico no Brasil no período 1980-2007, por meio da análise de causalidade de Engle-Granger (1987 desenvolvida em esruura mulivariada. Dessa forma, esse esudo fornece uma imporane conribuição para a pesquisa na área, uma vez que exise uma lacuna nessa invesigação para a economia brasileira. Essa invesigação é essencial por duas razões. Primeiro, a causalidade de Granger unidirecional posiiva do PIB para o consumo de elericidade, ou a ausência de causalidade enre essas variáveis, significa que o Brasil não é dependene de energia elérica para o crescimeno e desenvolvimeno, de modo que políicas conservadoras, por exemplo, racionameno de energia não causa efeios adversos no crescimeno econômico. Segundo, a causalidade de Granger unidirecional posiiva do consumo de elericidade para o PIB é um indicaivo de que a elericidade é um ímpeo para o crescimeno econômico, de modo que uma redução no consumo de elericidade afea negaivamene o crescimeno econômico, levando a uma queda na renda e/ou no emprego. Esse úlimo resulado evidencia que: (1 o Brasil é dependene de energia elérica, e (2 choques adversos no suprimeno de energia elérica, por exemplo, uma crise de energia elérica, irão impacar negaivamene o PIB. A relação enre consumo de energia elérica e crescimeno econômico em sido debaida na lieraura nos úlimos anos, embora a direção da relação de causalidade enre essas variáveis permanece ainda não resolvida. Usando dados do período 1947-1974, Kraf e Kraf 2 O prolongameno da esiagem, a insegurança do abasecimeno de gás da Bolívia e a baixa ofera inerna desse insumo conribuem para a incereza no cenário nacional, represenando uma escalada de aumeno do risco de desabasecimeno.
4 (1978 enconraram evidências de causalidade de Granger unidirecional do PIB para o consumo de energia nos Esados Unidos (EUA. Alinay e Karagol (2005 invesigaram a relação de causalidade em dados anuais do consumo de elericidade, expresso em giga-wa horas (GWh, e do PIB real na Turquia durane o período de 1950-2000. Os resulados do ese de causalidade de Granger indicaram evidências de causalidade unidirecional do consumo de elericidade para a renda. Narayan e Smyh (2005 examinaram a relação enre consumo de elericidade, emprego e renda real na Ausrália denro de uma esruura de coinegração e causalidade mulivariada de Granger para o período 1966-1999. Os resulados empíricos demonsraram que as rês variáveis são coinegradas e que, no longo prazo, ocorre causalidade unidirecional do emprego e renda real para o consumo de elericidade, e da renda real para o emprego, ao passo que no curo prazo há uma fraca causalidade de Granger unidirecional da renda real para o consumo de elericidade e para o emprego. Mozumder e Marahe (2007 examinaram a relação de causalidade enre consumo de elericidade per capia e PIB per capia para Bangladesh a parir da coinegração e de modelo veorial de correção de erros (VEC. Os resulados empíricos indicaram causalidade de Granger unidirecional do PIB per capia para o consumo de elericidade per capia. Narayan e Singh (2007 invesigaram a relação de causalidade enre consumo de elericidade e crescimeno econômico nas Ilhas Fiji denro de uma esruura mulivariada, incluindo a variável força de rabalho. O ese de causalidade de Granger indicou causalidade unidirecional do consumo de elericidade e força de rabalho para o PIB. Zachariadis e Pashouridou (2007, por sua vez, examinaram o uso da elericidade nos seores residenciais e de serviços em Chipre, usando dados anuais de 1960 a 2004, e a ineração do consumo de elericidade com a renda, preços e clima. O ese de causalidade de Granger confirmou a exogeneidade dos preços da elericidade, bem como bicausalidade enre consumo de elericidade residencial e renda privada. Yuan e al. (2007 examinaram as relações de equilíbrio de longo prazo e de causalidade enre consumo de elericidade e PIB real para a China no período 1978-2004. Os resulados das esimações indicaram que as variáveis em análise são coinegradas, bem como a exisência de causalidade de Granger unidirecional do consumo de elericidade para o PIB real. Além disso, Yuan e al. (2007 uilizaram o filro Hodrick-Presco (HP para decompor os componenes cíclicos e de endência das séries do PIB e do consumo de elericidade, e os resulados enconrados indicaram a exisência de coinegração nesses componenes, significando que o consumo de elericidade esá relacionado ao ciclo de negócios.
5 Os resulados da analise de causalidade de Engle-Granger (1989 sugerem que o Brasil é uma nação dependene de energia elérica porque exise uma relação de causalidade unidirecional do consumo de elericidade para o crescimeno econômico. Assim, políicas conservadoras de energia elérica, por exemplo, racionameno de consumo de elericidade, ou mesmo choques de ofera como uma crise de energia elérica, podem provocar efeios adversos no crescimeno econômico. O arigo esá organizado da seguine forma. A próxima seção faz um panorama do consumo de elericidade no Brasil. A erceira seção apresena as variáveis envolvidas na análise. A quara seção descreve o raameno economérico, onde são apresenados os eses de raiz uniária e de causalidade mulivariada. A quina seção repora e analisa os resulados. Finalmene, a sexa seção conclui o arigo. 2. Panorama do Consumo de Energia Elérica no Brasil O consumo de energia elérica passou de 115.402 GWh em 1981, para 200.639 GWh em 1990, apresenando uma axa média de crescimeno de 9,83 % ao ano. Na década de 1990, ese percenual vola a cair, chegando ao paamar de 4,4 % ao ano, e para o período de 2001 a 2007 ese percenual chega 2,8 % ao ano. Em 2001, o consumo de elericidade foi de 283.259 GWh (próximo ao paamar de 1998, em função das práicas de racionameno de consumo. Avaliando o PIB real brasileiro, de 1981 a 1990 observa-se que o crescimeno médio cai para -0,3%, e para a década de 1990 em uma pequena ala para 2,4% em média. Já para o período de 2001 a 2007, o PIB real se maném esável na ordem de 1,9% em média por ano. Em 2001, a economia inerna se rerai, resulado do desaquecimeno da economia americana, agravada pelos aenados errorisas que conaminaram as principais economias mundiais e agravada, ambém, pela crise de abasecimeno de elericidade que se esabeleceu no País.
6 3.000.000 400.000 R$ milhões 2.500.000 2.000.000 1.500.000 1.000.000 500.000 0 350.000 300.000 250.000 200.000 150.000 100.000 50.000 0 Giga-Was (quanidade 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 PIB real Consumo - energia elérica - qde. - GWh - Elerobrás Figura: Consumo oal de energia elérica e PIB real, deflacionado pelo IGP-DI (1980-2007 A expansão do mercado consumidor de energia elérica esá baseada no expressivo aumeno das classes residencial e comercial, que êm crescido a axas superiores à do crescimeno do consumo oal de energia elérica. Paricularmene no consumo residencial, ocorreu mais nos anos 90 devido ao boom de consumo da primeira fase do Plano Real, com o aumeno do poder aquisiivo e da melhoria dos mecanismos de crédio, refleidos direamene nas vendas dos aparelhos eleroelerônicos (Filho e al., 2001. 3. Dados Os dados de séries emporais uilizados nesse esudo consisem de observações anuais para o período de 1980 a 2007. O crescimeno econômico é represenado pela série do PIB real ( y, deflacionado pelo IGP-DI, ao passo que os dados do consumo oal de energia elérica ( el são expressos em ermos de giga-wa horas (GWh. As séries dessas duas variáveis foram obidas no síio elerônico do Insiuo de Pesquisa Econômica e Aplicada 3. A força de rabalho é represenada pela axa de desemprego urbano ( des, obida no síio elerônico da Comissão Econômica para a América Laina e Caribe (CEPAL 4. Como essas variáveis esão em logarimos naurais, os coeficienes esimados podem ser inerpreados como as elasicidades de longo prazo. 3 Os dados sobre PIB real e consumo oal de energia elérica esão disponíveis em: <www.ipeadaa.gov.br> 4 Os dados sobre axa de desemprego urbano esão disponíveis em: < hp://www.eclac.org/esadisicas/bases/>
7 Esse esudo apresena deerminadas limiações. Primeiro, a jusificaiva de se rabalhar com dados anuais reside no fao de não exisir dados mensais ou rimesrais do consumo oal de energia elérica para consula pública enre os anos 1980 e início dos anos 1990, de modo que a amosra em análise se baseia apenas em 28 observações anuais. Segundo, a inclusão de variáveis dummies na modelagem de quebras esruurais pode diminuir os graus de liberdade. 4. Traameno Economérico 4.1 Teses de Raízes Uniárias Os eses modificados de Dickey-Fuller (MADF GLS e de Phillips-Perron (MPP GLS, proposos por Ellio, Roemberg e Sock (1996, e Ng e Perron (2001 são aplicados para verificar a esacionariedade das séries porque superam os problemas de baixo poder esaísico e disorções de amanho dos eses radicionais de Dickey-Fuller (1979, 1981, Said e Dickey (1984, Phillips (1987 e Phillips-Perron (1988. As modificações no ese padrão de raiz uniária de Dickey e Fuller (1979, 1981 e de Said e Dickey (1984 fundamenam-se em dois aspecos cenrais: (a a exração de endência em séries de empo usando mínimos quadrados ordinários (OLS é ineficiene; e, (b a imporância de uma seleção apropriada para a ordem de defasagem do ermo aumenado, de modo a ober uma melhor aproximação para o verdadeiro processo gerador de dados. No primeiro caso, (a, Ellio, Roemberg e Sock (1996 propõem usar mínimos quadrados generalizados (GLS para exrair a endência esocásica da série. Emprega-se o procedimeno padrão para esimar a esaísica ADF GLS como sendo a esaísica para esar a hipóese nula H β 0, indicando a presença de raiz uniária, da seguine regressão 0 : 0 = esimada por mínimos quadrados ordinários: ~ k = 0 y 1 + β j j= 1 y β ~ ~ y + e (1 j k conra a hipóese alernaiva H : β < A 0 0, de que a série é esacionária. Em (1, y~ é a série com endência removida por mínimos quadrados generalizados, é o operador de primeiras diferenças, e k é o resíduo não auocorrelacionado e homocedásico.
8 Com relação ao segundo aspeco, (b, Ng e Perron (2001 demonsram que os criérios de informação de Akaike (AIC e de Schwarz (SIC endem a selecionar baixos valores para a defasagem k, quando se em uma grande raiz negaiva (próximo a -1 no polinômio de médias móveis da série, conduzindo os eses de raízes uniárias a sérias disorções. Isso moivou o desenvolvimeno do criério modificado de informação de Akaike (MAIC para a seleção da defasagem auo-regressiva, de modo a minimizar as disorções provocadas por seleção inadequada de defasagem na equação (1. Ng e Perron (2001 propõem que as mesmas modificações sejam aplicadas ambém ao ese radicional de Phillips e Perron (1988, originando o ese MPP GLS. Por meio de simulações, Ng e Perron (2001 mosram que a aplicação conjuna de GLS para exrair a endência deerminisa e do criério de seleção de defasagens MAIC produzem eses com maior poder e menores disorções de amanho esaísico quando comparados aos eses radicionais ADF e PP. Conudo, mesmo os eses modificados, possuem baixo poder na presença de quebras esruurais, ornando-se viesados no senido da não-rejeição da hipóese nula de exisência de raiz uniária quando a série é esacionária. Perron (1989 propôs alerações nos eses de raízes uniárias a fim de conornar essa dificuldade, raando a quebra esruural como um eveno exógeno, conhecendo-se sua daa de ocorrência. Saikkonen e Lükepohl (2002 e Lanne e al. (2002, por sua vez, propõem que as quebras esruurais podem ocorrer ao longo de um número de períodos e expõe uma ransição suave para um novo nível. Assim, uma função de mudança de nível, que é conhecida pela forma não-linear geral ( θ ' γ f é acrescenada ao ermo deerminísico seguine regressão: µ do processo gerador de dados. Porano, o modelo é expresso pela ( θ v q = µ 0 + µ 1 + f ' γ + (2 onde θ e γ são parâmeros escalares desconhecidos, ao passo que v são erros residuais gerados por um processo AR(p com possível raiz uniária. A mudança na função, pode ser: (i uma variável dummy de mudança simples com daa de mudança f ( θ ' γ, T b (shif dummy; (ii baseada em uma função de disribuição exponencial que permie uma mudança gradual não linear para um novo nível começando no período T b (exponencial shif; (iii uma função racional no operador de defasagem aplicado a uma dummy de mudança (raional
9 shif. Saikkonen e Lukepohl (2002 e Lanne e al. (2002 propuseram ese de raiz uniária baseado na esimação do ermo deerminísico por mínimos quadrados generalizados (GLS e a subração dessa endência da série original. Em seguida, um ese ADF é desenvolvido para as séries ajusadas. Se a daa da quebra é desconhecida, recomenda-se a escolha de uma ordem de defasagens maior no primeiro passo e, enão, apanhar a daa de quebra que minimiza a soma dos erros quadrados generalizada do modelo em primeiras diferenças. Valores críicos foram abulados por Lanne e al. (2002. 4.2 Causalidade Mulivariada A análise de causalidade inicia-se pela esimação de um modelo veorial auoregressivo (VAR envolvendo odas as variáveis mencionadas aneriormene. O conceio de causalidade no senido de Granger esá associado à idéia de precedência emporal enre variáveis. Assim, se y coném informação passada que ajuda na previsão de informação não esá conida em ouras séries usadas no modelo, enão (Granger, 1969. O VAR em forma reduzida de dimensão p pode ser escrio com: z, e se essa y Granger-causa z X = A0 + A1 X 1 + A2 X 2 + K+ Ap X p + ζ (3 onde, X é um veor de variáveis esacionárias, p é o número de defasagens, A 0 é um veor de inercepos, A i são marizes de coeficienes e ζ é um veor de resíduos nãoauocorrelacionados e homocedásicos. No caso, o veor X coném as séries de PIB real, axa de desemprego e consumo de elericidade. A seleção da ordem de defasagem, p, é feia pelos criérios de informação de Akaike e Scharwz. Como a análise de causalidade não requer a esimação de parâmeros esruurais, não há necessidade de se adoar alguma esraégia de idenificação em (3. Caso as variáveis em X não sejam esacionarias, deve-se esar coinegração. Nesse caso, havendo coinegração enre as variáveis, uiliza-se o veor coinegrane para ober uma combinação linear esacionária enre as variáveis e esima-se um modelo veorial auoregressivo de correção de erros, chamado VEC. A significância esaísica do ermo de correção de erros ambém deve ser considerada na condução do ese de causalidade.
10 A coinegração pode ser esada seguindo o procedimeno proposo por Johansen e Juselius (1990 e Johansen (1991. O ese consise em modelar séries emporais como uma regressão de poso reduzido em que se calculam as esimaivas de máxima verossimilhança do veor coinegrane no modelo de correção de erros mulivariado com erros gaussianos. O ese requer a esimação da represenação de correção de erros dada por: X µ π X = + = p 1 1 + π i X i + ε (4 i 1 onde X é um veor coluna (3 x 1 de variáveis, µ é um veor (3 x 1 de ermos consanes, π e π i represenam marizes de coeficienes, p é a ordem das defasagens e o resíduo ε é não auocorrelacionado e homocedásico. A mariz coeficienes π é conhecida como mariz coinegrane e conêm informações sobre o equilíbrio de longo prazo enre as variáveis. O número de auovalores de π que são esaisicamene diferenes de zero, o que corresponde ao poso de π, fornece o número de veores coinegranes no sisema. Johansen propõe as esaísicas do raço e do auo-valor máximo para se esar quanos veores coinegranes exisem em (4. Essas esaísicas são: raço n ( r = T ln( 1 ˆ λ λ (5 max i= r + 1 ( r r 1 = T ln( 1 ˆ λ, + r + 1 i λ (6 onde λˆ i são os valores esimados dos auovalores obidos da mariz π e T é o número de observações. O ese segue um procedimeno recursivo, onde a hipóese nula é de que há, no máximo, r veores co-inegranes. Valores críicos foram abulados por Johansen e Juselius (1990 e Johansen (1991. O eorema da represenação de Granger posula que se as séries de empo y e z são co-inegradas, enão a regressão enre elas pode ser expressa com um modelo de correção de erros (Engle e Granger, 1987. Logo, quando as variáveis são coinegradas, a causalidade de Granger deve ser invesigada inserindo-se o resíduo defasado de um período da regressão coinegrane, chamado mecanismo de correção de erros (MCE, no modelo VAR em primeiras diferenças. Iso é,
11 y el k k 1 + α yeˆ yz, 1 + α11( i y i + α12 ( i el i ε y (7 i= 1 i= 1 = α + k k 2 + α zeˆ zy, 1 + α 21( i y i + α 22 ( i el i ε z (8 i= 1 i= 1 = α + onde ε y e z ( el y zy, 1 = 1 1 ε são resíduos não auocorrelacionados, ˆ ( y el eˆ φ são os mecanismos de correção de erros. Nas equações (7 e (8, a hipóese nula H ( i 0 e 0 0 : 12 = y = e β e yz, 1 = 1 1 α α significa que el não Granger-causa, ao passo que a hipóese alernaiva ( i 0 y H A : α 12 e α 0 significa y que el Granger-causa y significa que H α e α = 0. Alernaivamene, a hipóese nula ( i 0 y não Granger-causa el 0 : 21 =, ao passo que a hipóese alernaiva ( i 0 H A : α 21 e α z 0 significa que y Granger-causa el. Com base nessas hipóeses, são possíveis 4 resulados para cada par de variáveis. z 5. Resulados 5.1 Teses de Raízes Uniárias Os resulados dos eses modificados de Dickey-Fuller aumenado (MADF GLS e de Phillips-Perron (MPP GLS, apresenados na Tabela 1, indicaram que odas as variáveis apresenaram esacionariedade em primeiras diferenças, ou seja, as variáveis são I(1. Enreano, a presença de quebra esruural pode levar o ese a concluir erroneamene pela presença de uma raiz uniária. Por essa razão, uilizou-se em seguida o ese de Saikkonen e Lükepohl (2002, o qual considera a presença de quebra esruural deerminada endogenamene nas séries. Os resulados são apresenados na Tabela 2 confirmam os resulados aneriores, indicando que as variáveis são inegradas de ordem um.
12 Tabela 1 Resulados dos eses de raiz uniária Variáveis Modelo MADF GLS MPP GLS Defasagens y C -0,82-0,76 - y C,T -2,54-1,89 - y C -2,88* -2,70* 1 y C,T -4,27* -2,44 - el C 0,00-0,98 2 el C,T -1,57-1,11 - el C -2,40** -2,01** 1 el C,T -2,59-2,15 1 des C -1,25-1,19 - des C,T -1,91-1,59 - des C -4,68* -2,50** - des C,T -5,00* -2,44 - Noa: é o operador de primeiras diferenças. C significa consane. T significa endência deerminísica. (* significância a 1%; (** significância a 5%. A seleção óima de defasagens segue o criério MAIC. Conagem inicial máxima de 6 defasagens. Os valores críicos do ese MADF GLS são: (i modelo com consane: -2,65 (1%; -1,95 (5%. (ii modelo com consane e endência deerminísica: -3,77 (1%; -3,19(5%. Os valores críicos do ese MPP GLS são: (i modelo com consane: -2,58 (1%; -1,98 (5%. (ii modelo com consane e endência deerminísica: -3,42 (1%; -2,91 (5%. Tabela 2 Tese de Raiz Uniário com Presença de Quebra Endógena Daa da Tipo de Esaísica Variável Modelo nº de lags Resulado Quebra Mudança ese y C 2 1995 Raional Shif -2,49 I(1 y C,T 2 1995 Raional Shif -2,55 I(1 el C 2 2001 Shif Dummy -0,88 I(1 el C,T 2 2001 Shif Dummy -2,47 I(1 des C 2 2002 Shif Dummy -2,56 I(1 des C,T 2 2002 Shif Dummy -2,09 I(1 Noa: Na modelagem da quebra endógena, considerou-se dummy de nível. C significa consane. T significa endência deerminísica. (* significância a 1%; (** significância a 5%. Conagem inicial máxima de 6 defasagens. Os valores críicos do ese (Lanne e al. 2002 são os seguines: (i modelo com consane: -3,48 (1% e -2,88 (5%; (ii modelo com consane e endência deerminísica: -3,55 (1% e - 3,03 (5%. Algumas considerações devem ser feias referenes aos resulados apresenados na Tabela 2. A quebra esruural de 1995 na série do PIB real esá associada à implanação do Programa de Esabilização Econômica (Plano Real no ano anerior, no qual uma das eapas da implanação era o esabelecimeno do equilíbrio das conas do governo, com o objeivo de
13 eliminar uma das principais causas da inflação brasileira. No ano de 2001 ocorreu a crise de abasecimeno de energia, caracerizada pelo racionameno de energia elérica. Por sua vez, o ano de 2002 é caracerizado pela insabilidade econômica provocada pela incereza eleioral. 5.2 Causalidade Mulivariada O moivo pelo qual os eses de coinegração padrão como o de Engle e Granger (1987, bem como Johansen e Juselius (1990 e Johansen (1991 não são apropriados para esar coinegração com quebras esruurais é que esses eses presumem que o veor de coinegração é invariane no empo. Por essa razão, procedeu-se a modelagem de quebras esruurais no ese de Johansen (1991 com a inclusão exógena das seguines variáveis dummies de nível: D 0 enre os anos 1980-1994, e D 1 enre os anos 1995-2007; 1995 = D = 0 2001 enre os anos 1980-2000, e D = 2001 1 enre os anos 2001-2007; D = 2002 0 enre os anos 1980-2001, e D 1 enre os anos 2002-2007 2002 = 1995 = Os resulados do ese de coinegração de Johansen são reporados na Tabela 3. Os valores calculados das esaísicas λ raço e λ max indicam que as variáveis no sisema são coinegradas. Esse resulado indica que a análise de causalidade mulivariada deve ser conduzida sob a esimação de um VEC, conforme descrio na seção 4.2. Tabela 3 Resulados do ese de co-inegração de Johansen rank (r co-inegrane λ Prob. raço λ Prob. max r = 0 168,57** 0,0000 71,47** 0,0000 r 1 97,09** 0,0000 57,96** 0,0000 r 2 39,13** 0,0000 39,12** 0,0000 Noa: **- Significa rejeição da hipóese nula de poso r co-inegrane ao nível de significância de 5%. ***- Indica rejeição da hipóese nula de poso r coinegrane ao nível de significância de 10%. Prob. significa valorp. Inclusão de variáveis dummies de nível para os anos 1995, 2001 e 2002. Uilizaram-se 4 defasagens óimas selecionadas na esimação do VAR pelos criérios de informação de Akaike (AIC, Schwarz (SC, Hannan- Quinn (HQ e Erro de Previsão Final (FPE. A exisência de relação de coinegração enre o consumo de elericidade, emprego e PIB real sugere que exise causalidade de Granger em, pelo menos, uma direção, apesar de não indicar a direção da causalidade emporal enre as variáveis. A dinâmica da causalidade
14 de Granger pode ser analisada a parir do VEC derivado da relação de coinegração (Granger, 1988. Os resulados do VEC esimado podem ser analisados no Apêndice. Os coeficienes nas diferenças defasadas do PIB real e do consumo de elericidade, bem como do ermo de correção de erros, são conjunamene significanes, confirmando a relação de causalidade de Engle-Granger no curo e no longo prazo. Noe que o coeficiene do consumo de elericidade é esaisicamene igual a 1, significando que as variáveis possuem uma fore relação de longo prazo, ainda que haja desvios de rajeória de curo prazo. Como o ermo de correção de erros mede o desvio da relação de equilíbrio coinegrane, enão as variáveis devem ser ajusadas para resaurar a relação de equilíbrio de longo prazo denro do sisema endo em visa que o coeficiene de ajuse do MCE é esaisicamene significane para as varáveis PIB real e consumo de elericidade, as quais se ornam endógenas no sisema. A Tabela 4 apresena os resulados do ese de causalidade de Granger baseado na esimação do modelo VEC, os quais indicam causalidade de Granger unidirecional do consumo de elericidade para o PIB real, ao nível de significância de 1%. Os impacos do consumo de elericidade no crescimeno econômico provam-se posiivos e esaisicamene significanes nos coeficienes do MCE e dos ermos da 2ª e 3ª defasagens diferenciadas (ver Apêndice. Esses resulados sugerem que o Brasil é uma nação dependene de energia elérica, indicando que políicas conservadoras de energia elérica, por exemplo, racionameno de consumo de elericidade, ou mesmo uma crise de energia elérica, podem provocar efeios adversos no crescimeno econômico. Tabela 4 Resulados do ese de causalidade de Granger aplicado ao VEC Variáveis Indepedenes y - el des Variáveis Dependenes el y des 64,3140* (0,0000 32,9759* (0,0000 1,1515 (0,8860-6,7609 (0,1491 1,8976 (0,7548 15,9637* (0,0031 Noa: Causalidade de Granger/Teses de Wald Bloco-Exogeneidade. Os valores em parêneses são os valores-p. Os valores enre colchees são as esaísicas- para cada equação coinegrane. Todos os ouros valores são 2 eses-f χ da Causalidade de Granger. (* significância a 1%. Inclusão de variáveis dummies de nível para os anos 1995, 2001 e 2002. Uilizaram-se 4 defasagens óimas selecionadas na esimação do VEC pelos criérios de informação de Akaike (AIC, Schwarz (SC, Hannan-Quinn (HQ e Erro de Previsão Final (FPE. O ese LM de auocorrelação não rejeiou a hipóese nula de ausência de correlação serial considerando-se 4 defasagens. -
15 O consumo de elericidade Granger-causa a axa de desemprego ao nível de significância de 1%, sugerindo que choques na ofera de energia elérica, por exemplo, racionameno de consumo de elericidade, pode resular em demissões de empregados e cancelameno de posos de rabalhos. Os impacos do consumo de elericidade na axa de desemprego são negaivos e esaisicamene significanes nos coeficiene do MCE e do ermo da 1ª defasagem diferenciada. A axa de desemprego urbana Granger-causa o PIB real ao nível de significância de 1%, mosrando que variações na axa de desemprego precedem emporalmene variações no PIB real. A relação de causalidade é negaiva e esaisicamene significane nos coeficienes das 1ª, 3ª e 4ª defasagens diferenciadas, apesar de que o coeficiene do MCE apresena-se posiivo e significane. Esse resulado pode ser inerpreado à luz das eorias keynesiana e neoclássica. Segundo a radição keynesiana, variações na axa de desemprego no curo prazo são associadas às fluuações do nível do produo. O desemprego deve-se à insuficiência de demanda agregada, ou seja, é devido ao baixo nível de consumo, invesimeno, gasos do governo e exporações líquidas. A eoria neoclássica, por sua vez, posula que no longo prazo não haveria desemprego involunário, poso que a ofera e a demanda de rabalho esariam em equilíbrio, a um dado nível de salário real. A causa do desemprego esá no mercado de rabalho pouco flexível, o que provoca salários (ou cuso de rabalho elevados e, conseqüenemene, baixo nível de emprego 5. 6. Conclusões A análise de causalidade enre consumo de elericidade e crescimeno econômico é úil para enender o papel da energia elérica no processo de crescimeno econômico. Os resulados indicam que o consumo de elericidade, axa de desemprego e PIB real são coinegrados e que a análise de causalidade de Engle-Granger (1987, em esruura mulivariada, evidencia a exisência de relação de causalidade unidirecional do consumo de elericidade para o PIB real. Porano, o Brasil é uma nação dependene de energia elérica, sugerindo que políicas conservadoras de energia elérica, por exemplo, racionameno de consumo de elericidade, ou mesmo uma crise de energia elérica, podem provocar efeios adversos no crescimeno econômico. 5 A exisência de salário mínimo, sindicaos fores e de indenizações quando da dispensa de empregados são exemplos de regulamenos que dão rigidez ao mercado e, conseqüenemene, causam desemprego.
16 Os resulados sugerem que o suprimeno de energia elérica é faor imporane ao crescimeno econômico do Brasil. Todavia, há a necessidade de fuuros desdobramenos da pesquisa nessa área, considerando na análise a influência de fones alernaivas de energia, que seriam os bens subsiuos, por exemplo, a energia nuclear, a energia solar, a biomassa e ouras fones.
17 Apêndice - Esimaivas do Veor Auo-regressivo com Correção de Erros Veor de Coinegração CoinEq1 e 1,0000 1-4,9363 y 1 [-11,2592*] 0,2708 des 1 [1,3979] C 58,8610 Variáveis Independenes Variáveis Dependenes ( el ( y ( des 0,0484 0,2381-0,5826 MCE 1 [1,7606] [8,7878*] [-2,0474*] 0,1823 0,1033-3,9457 ( el 1 [1,1652] [0,6697] [-2,4358*] 0,3392 0,9322-0,9321 ( el 2 [2,2293*] [6,2118*] [-0,5915] 0,2175 0,7227-3,6518 ( el 3 [0,9709] [3,2709*] [-1,5742] -0,0262-0,2517-2,0597 ( el 4 [-0,1300] [-1,2667] [-0,9871] -0,0692 0,1993-0,0869 ( y 1 [-0,5103] [1,4911] [-0,0619] -0,0187 0,1447-1,3653 ( y 2 [-0,177] [1,3951] [-1,2537] -0,0475-0,1343 0,0948 ( y 3 [-0,5513] [-1,5803] [0,1062] -0,0791 0,0825-0,6306 ( y 4 [-0,8990] [0,9506] [-0,6917] 0,0042-0,0667-0,0695 ( des 1 [0,1497] [-2,3939*] [-0,2374] -0,0271-0,0321-0,2499 ( des 2 [-0,9230] [-1,1056] [-0,8196] -0,0438-0,1589-0,2338 ( des 3 [-1,3602] [-5,0014*] [-0,7009] -0,0428-0,0762 0,1990 ( des 4 [-1,8038] [-3,2517*] [0,8086] Consane -0,0113-0,1392 0,6661 [-0,5167] [-6,4469*] [2,9370*] D1995 L 0,0539 0,1668-0,1732 [3,3283*] [10,4371*] [-1,0326] D2001 L -0,1266 0,0208-0,1949 [-4,4459*] [0,7409] [-0,6607] D2002 L 0,1258-0,0175-0,0794 [5,1811*] [-0,7320] [-0,3158] R 2 F 0,93 5,71 0,98 22,89 0,83 1,88 Noa: Os ermos enre colchees represenam as esaísicas. Os demais valores são os coeficienes esimados das diferenças defasadas e do ermo de correção de erros. (* represena significância ao nível de 5% segundo o > 1,96. O ese LM de auocorrelação não rejeiou a hipóese nula de ausência de correlação serial ese ( considerando-se 4 defasagens.
18 Referências ALTINAY, G.; KARAGOL, E. Elecriciy consumpion and economic growh: evidence from Turkey. Energy Economics, vol. 27, p. 849-856, 2005. DICKEY, D. A.; FULLER, W.A. Disribuion of he esimaors for auoregressive ime series wih uni roo. Journal of he American Saisical Associaion, v. 74, n. 336, 1979.. Likelihood raio saisics for auo-regressive ime series wih uni roo. Economerica, v. 49, nº 4, 1981. ELLIOT, G.; ROTHENBERG, T. J.; STOCK, J. H. Efficien ess for an auoregressive uni roo. Economerica, v. 64, n. 4, p. 813-836, 1996. ENDERS, W. Applied economeric ime series. New York: John Wiley and Sons, Inc., 1995. ENGLE, R. F.; GRANGER, C. W. J. Co-inegraion and error correcion: represenaion, esimaion and esing. Economerica, v. 55, n. 2, p. 251-276, 1987. GRANGER, C. W. J. Invesigaing causal relaions by economeric models and cross-specral models. Economerica, v. 34, p. 541-551, 1969.. Causaliy, coinegraion and conrol. Journal of Economic Dynamics and Conrol, vol. 12, p. 551-559, 1988. FILHO, B. P; MOTA, J. A; CARVALHO, J. C. J; PINHEIRO, M. M. S. Impacos fiscais da crise de energia elérica: 2001 e 2002. Rio de Janeiro: IPEA, 2001 (Texo para Discussão nº 816. JOHANSEN, S.; JUSELIUS, K. Maximum likelihood esimaion and inference on coinegraion wih applicaions for he demand for money. Oxford Bullein of Economics and Saisics, 52, p. 169-210, 1990. JOHANSEN, S. Esimaion and hypohesis es of coinegraion vecors in Gaussian vecor auoregressive models. Economerica, v. 59, p. 1551-1580, 1991. KRAFT, J.; KRAFT, A. On he relaionship beween energy and GNP. Journal of Energy and Developmen, vol. 3, p. 401-403, 1978. LANNE, M; SAIKKONEN, P; LÜTKEPOHL, H. Comparison of uni roo ess for ime series wih level shifs. Journal of Time Series Analysis, 23, pp. 667-685, 2002. MOZUMDER, P.; MARATHE, A. Causaliy relaionship beween elecriciy consumpion and GDP in Bangladesh. Energy Policy, vol. 35, p. 395-402, 2007.
19 NARAYAN, P. K.; SMYTH, R. Elecriciy consumpion, employmen and real income in Ausralia: evidence from mulivariae Granger causaliy ess. Energy Policy, vol. 33, p. 1109-1116, 2005. NARAYAN, P. K.; SINGH, B. The elecriciy consumpion and GDP nexus for he Fiji Islands. Energy Economics, vol. 29, p. 1141-1151, 2007. NG, S.; PERRON, P. Lag lengh selecion and he consrucion of uni roo ess wih good size and power. Economerica, v. 69, n. 6, 2001. PEROBELLI, F. S.; MATTOS, R. S.; FARIA, W. R. Inerações energéicas enre o Esado de Minas Gerais e o resane do Brasil: uma análise iner-regional de insumo-produo. Economia Aplicada, São Paulo, vol. 11, n. 1, p. 113-130, janeiro-março 2007. PERRON, P. The grea crash, he oil price shock, and he uni roo hypohesis. Economerica, v. 57, n. 6. p. 1361-1401, 1989. PHILLIPS, P. C. B. Time series regression wih uni roos. Economerica, v. 55, p. 277-302, 1987. PHILLIPS, P. C. B.; PERRON, P. Tesing for uni roo in ime series regression. Biomerika, v. 75, n. 2, p. 335-346, 1988. SAID, S.; DICKEY, D. A. Tesing for uni roos in auoregressive-moving average models of unknown order. Biomerika, v. 71, 1984. SAIKKONEN, P; LÜTKEPOHL, H. Tesing for a uni roo in a ime series wih a level shif a unknown ime. Economeric Theory, 18, pp. 313-348, 2002. YUAN, J.; ZHAO, C.; YU, S.; HU, Z. Elecriciy consumpion and economic growh in China: coinegraion and co-feaure analysis. Energy Economics, v. 29, p. 1179-1191, 2007. ZACHARIADIS, T.; PASHOURTIDOU, N. An empirical analysis of elecriciy consumpion in Cyprus. Energy Economics, v. 29, p. 183-198, 2007.