Efeitos das variações cambiais sobre os componentes comerciais da conta corrente no Brasil: *

Efeios das variações cambiais sobre os componenes comerciais da cona correne no Brasil: 1995-2005* Jesse Andros Pires de Casilho Joanílio Rodolpho Teixeira Marco Aurélio Ferreira Peres Resumo Nese arigo é feia uma análise da influência das variações cambiais sobre os componenes comerciais da cona correne do balanço de pagamenos no Brasil, no período compreendido enre janeiro de 1995 e janeiro de 2006, com freqüência de dados mensal. O raameno economérico adoado fundamenou-se na análise de coinegração. Buscou-se ambém reirar das elasicidades calculadas os efeios das mudanças insiucionais pela aplicação do índice de Divísia. Pôde-se concluir com razoabilidade aceiável que, sem levar em consideração as mudanças insiucionais, as variações cambiais exerceram influência significaiva nos componenes da balança comercial do Brasil, no período analisado. Os mecanismos de correção de erros sinalizaram que os desequilíbrios de curo prazo podem ser corrigidos num empo relaivamene curo. Palavras-chave: axa de câmbio, imporações, exporações, mudanças insiucionais, elasicidades, Brasil. Absrac In his paper i is analyzed he influence of he exchange rae movemens on Brazil s curren accoun from January 1995 o January 2006. The frequency of he daa is monhly. The economeric reamen adoped was based on he coinegraion analysis. By he applicaion of he Divísia index he effecs of he insiuional changes on he calculaed elasiciies were removed. I can be concluded wih accepable cerainy ha wihou aking ino consideraion he insiuional changes, he exchange rae variaions exered significan influence on he curren accoun balance in he sudied period. The mechanism of correcion of error indicaed ha he unbalances of shor erm do need a relaively shor ime o be correced. Keywords: exchange rae, impors, expors, insiuional changes, elasiciies, Brazil. JEL classificaion: F32, C32, H61, C43. * Os auores agradecem a Charles Lima de Almeida pelos comenários e sugesões sobre o desenvolvimeno economérico. Universidade de Brasília. Endereço para conao: SOS 309, bloco J, ap. 404 Asa Sul CEP: 70.362-100 Brasília DF. E-mail: jessepc@erra.com.br. Professor do Deparameno de Economia da Universidade de Brasília. O auor agradece ao CNPq e à CAPES pelo apoio a esa pesquisa. E-mail: joanilioeixeira@homail.com. Professor do Deparameno de Economia da União Pioneira de Inegração Social UPIS E-mail: marco01681@upis.br. Recebido em junho de 2007. Aceio para publicação em março de 2008. Econ. aplic., São Paulo, v. 12, n. 1, p. 79-101, JANEIRO-MARÇO 2008

80 Efeios das variações cambiais sobre os componenes comerciais da cona correne no Brasil 1 Inrodução No Brasil, após muias décadas com conroles cambiais e alguns poucos anos com um regime de bandas, vive-se desde janeiro de 1999 sob um regime de fluuação cambial relaivamene livre. Nesse período, surgiram diversas eorias sobre a formação da axa de câmbio, cuja caracerísica mais proeminene era a ênfase no papel dos esoques (de riqueza ou dívidas), em derimeno da sabedoria esabelecida, que enfaizava os fluxos (do balanço de pagamenos) e a vigência da chamada paridade de poder de compra. 1 Em princípio, a influência da axa de câmbio no resulado da cona correne do Balanço de Pagamenos parece ser assuno pouco polêmico no meio econômico e enre policy-makers. A lógica do processo parece ser basane clara: quando a axa de câmbio é desvalorizada, são necessários mais reais para adquirir os dólares com os quais se compram os produos esrangeiros. Dessa forma, os produos nacionais ornam-se mais baraos no mercado exerno, o que aumena a sua venda; ao mesmo empo, no mercado inerno, os produos imporados ficam mais caros em reais, o que diminui a sua demanda. Porano, a desvalorização cambial ende a reduzir as imporações e incenivar as exporações, enquano a valorização cambial provoca comporameno oposo. Apesar de os argumenos eóricos serem convincenes, há que se considerar ouros faores que inerferem na magniude dos efeios das variações da axa de câmbio sobre a cona correne. Primeiro, do grau pass-hrough 2 que as empresas imporadoras (ou exporadoras) realizam; segundo, da capacidade de desvalorizações nominais alerarem a axa de câmbio real, e erceiro, da sensibilidade dos fluxos de comércio em relação a desvalorizações reais. Nese rabalho, verifica-se de forma empírica em que medida os componenes da balança comercial do Brasil responderam a alerações nos preços relaivos. Para ano, analisou-se o período compreendido enre janeiro de 1995 e janeiro de 2006, uilizando-se freqüência de dados mensal. Com a finalidade de oberem-se cálculos mais depurados, considerando que os componenes da balança comercial relacionam-se direamene com as variações da axa de câmbio real, calcula-se, ainda, o índice de Divísia 3 para esse período, eliminando-se os efeios discricionários produzidos pelas medidas insiucionais sobre a cona correne, como barreiras proecionisas, incenivos e ouras medidas governamenais. A uilização do índice de Divísia no cálculo das elasicidades-axa de câmbio real dos componenes da cona correne do Balanço de Pagamenos é susenada por uma eoria consisene e possibilia o cálculo da elasicidade corrigida sem as grandes dificuldades de ajuse dos dados. O modelo econômico desenvolvido para as exporações menos as imporações de bens e serviços é uma adapação inovadora do modelo uilizado por Mesa e Esrada (1996), onde se enconram os fundamenos eóricos que permiem maior desagregação dos componenes da cona correne. O rabalho de Bursein, Eichenbaum e Rebelo (2004) ambém dá supore para essa conribuição. 1 A mesma mercadoria deve cusar a mesma coisa em qualquer pare quando medida na mesma moeda de um país. 2 Pass-hrough é enendido como o repasse das mudanças da axa de câmbio para os preços comerciáveis. 3 O nome se deve a François Jean Marie Divísia (1889-1964), que desenvolveu o índice com ponderações variáveis na obra L indice moneaire e la eoria de la monnaie (1926). A écnica da uilização desse índice foi inroduzida pela primeira vez por Hulen (1973).

Jesse Andros Pires de Casilho, Joanílio Rodolpho Teixeira, Marco Aurélio Ferreira Peres 81 Quano ao esudo economérico, uilizou-se o modelo auo-regressivo de defasagens disribuídas ADL e uma análise de coinegração, que fornece uma relação comporamenal enre os componenes comerciais da cona correne e o câmbio real efeivo. Essa análise possibilia uma visão de longo prazo e ambém a esimação de mecanismos de correção de erros, fornecendo ainda os cálculos das elasicidades de curo prazo das variáveis principais. Ese arigo esá dividido em cinco pares assim organizadas: após esa seção inroduória, é apresenada, na Seção 2, uma aualização da lieraura sobre os efeios da axa de câmbio nas conas exernas; na Seção 3, são apresenados os modelos maemáicos e economéricos e a demonsração da deerminação do índice de Divísia; na Seção 4, são relaados os resulados economéricos e, finalmene, na úlima seção são apresenadas as conclusões fundamenadas nos resulados obidos. 2 Lieraura empírica O debae sobre a evidência empírica dos movimenos da axa de câmbio 4 no resulado comercial do balanço de pagamenos em sido reavivado na recene lieraura. 5 Desde o início do século passado, a eoria do comércio inernacional, na versão abordagem das elasicidades, conhecida como modelo BRM, fornecia supore para modelar as relações comerciais enre os países ao longo do empo. Porém, na década de 1950, com o aumeno da imporância do comércio inernacional, surgiram modelos que passaram a incorporar a deerminação da renda na eoria do balanço de pagamenos, com a versão enfoque da absorção. O grande saldo eórico, segundo Dornbusch (1980), foi a inegração da deerminação de preços relaivos e da renda, práica esipulada pela relação enre economia moneária inernacional e macroeconomia. Já nos anos de 1960, a análise padrão era a esáica comparaiva em modelos com deerminação da demanda pela renda e a axa de câmbio esipulando preços relaivos. Surgem, enão, os rabalhos de Mundell (1963), que oferecem esruuras organizadas, incluindo o mercado de aivos e a mobilidade de capial nos modelos de macroeconomia abera, conhecidos popularmene como modelos macroeconômicos de economia abera de Mundell-Fleming, que, segundo Gonçalves e al. (1998), são superados por duas novas abordagens, o enfoque moneário do balanço de pagamenos e o enfoque pelo equilíbrio de porfólio, ambos de radição walrasiana. Quano aos resulados empíricos dos saldos comerciais relacionados à variação cambial na economia mundial, podemos ciar diversos rabalhos: Edwards (1989) procurou verificar empiricamene se uma desvalorização nominal pode raduzir-se em uma desvalorização real. Ele realizou, enão, um esudo com diversos países em diferenes episódios, usando um índice de efeividade como medida. Os seus resulados aponam que, para a maioria dos países em desenvolvimeno pesquisados, a desvalorização nominal do câmbio é realmene efeiva para alerar significaivamene a axa de câmbio real, pelo menos no ano inicial. Já a pesquisa de Himarios (1989) mosra que desvalorizações nominais afeam a balança comercial posiivamene, mas al efeio pode levar aé rês anos para se concreizar. 4 Para uma revisão mais complea sobre axa de câmbio, ver De Grauwe e Grimaldi (2002), Reinhar e Rogoff (2002). 5 Para maiores dealhes sobre a lieraura ver Marçal e al. (2005).

82 Efeios das variações cambiais sobre os componenes comerciais da cona correne no Brasil Por sua vez, Reinhar (1995), em esudo para 12 países em desenvolvimeno, no período de 1970 a 1992, consaou que desvalorizações cambiais obêm sucesso em corrigir desequilíbrios comerciais e esimular exporações. No enano, a auora alera que, devido ao fao de a elasicidade-preço ser baixa, são necessárias grandes desvalorizações para que o efeio gerado na balança comercial seja significaivo. Procurando evidenciar uma relação enre câmbio e imporações para a Coréia, Oskooee e Rhee (1997) uilizam um modelo uniequacional e enconram uma baixa elasicidade das imporações em relação aos preços relaivos (-0,10). Também fazendo uso de um modelo de equação, Carone (1996), em um esudo para os Esados Unidos, no período 1970-1992, mona um modelo auo-regressivo de defasagens disribuídas e chega à conclusão de que somene uma fore desvalorização do dólar poderia dar supore a um processo de ajusameno do défici da balança comercial americana; além disso, ese fao ocorreria com uma considerável defasagem de empo. Por sua vez, Bursein, Eichebaum e Rebelo (2004) analisaram o comporameno do câmbio em cinco países em desenvolvimeno e concluíram pela robusez das apreciações cambiais nos resulados desses países. Os esudos nese campo para o Brasil ambém parecem seguir a mesma linha. Rocha (1997) mosra que, enre 1965 e 1985, os salários explicaram os movimenos da axa de câmbio e esa conribuiu significaivamene para o desempenho das exporações brasileiras. Uilizando uma regressão simples, no período 1963-1988, Amazonas e Barros (1996) concluem que a axa de câmbio real influi na exporação de manufaurados. Em recene pesquisa para a economia brasileira, Marçal e al. (2005) analisaram em que medida o saldo comercial responde a alerações de preços relaivos. Para o período de análise enre 1980 e 2004, os auores buscaram ambém avaliar se a relação enre saldo comercial e axa de câmbio real maneve-se inalerada ao longo do período. A meodologia economérica uilizada consise na análise de coinegração mulivariada na forma proposa por Johansen nos seus rabalhos clássicos. Os auores concluem pela exisência de uma relação esável enre axa de câmbio real e saldo comercial para a economia brasileira, e argumenam que a explicação para que os esudos da segunda meade dos anos de 1990 enham colocado em dúvida al relação deve-se ao grande desequilíbrio que persisiu ao longo de oda essa década. Segundo Marçal e al. (2005), o efeio sobre o saldo comercial demorou cerca de uma década para ser absorvido e, claramene, a desvalorização cambial de 1999 acelerou a correção dese desequilíbrio. Nos rabalhos ciados, apesar de diferenças nos resulados alcançados, parece ser consenso a influência da variação cambial no resulado da balança comercial. Por ouro lado, exisem alguns rabalhos em que essa relação não é confirmada. Enre eles, podem ser ciados, no campo inernacional, os esudos de Rose (1990) e Osry e Rose (1992) e, para o Brasil, os esudos de Carneiro e Mello (1997). No enano, pode-se considerar que esses rabalhos se inserem na lieraura de eses economéricos mais anigos, em conrase com rabalhos mais recenes, que uilizam écnicas mais avançadas e que apresenam, porano, resulados mais confiáveis.

Jesse Andros Pires de Casilho, Joanílio Rodolpho Teixeira, Marco Aurélio Ferreira Peres 83 3 Resposas das exporações e das imporações às variações nos preços relaivos: as elasicidades 3.1 Fundamenação eórica: o modelo O modelo econômico uilizado em como base uma esruura eórica simples (exporações menos imporações de bens e serviços), que permie esudar as variações de cada componene em função das fluuações do câmbio real. S = XB qr + XS qr MB qr MS qr (1) onde: XS = exporação de serviços; XB = exporação de bens; MS = imporação de serviços e MB = imporação de bens (odas as variáveis em função de qr = câmbio real). Derivando em relação ao câmbio, emos: ds dxb dxs dmb dms dqr dqr dqr dqr dqr = + (2) Após alguns algebrismos, segue-se: ds dxb qr XB dxs qr XS dmb qr MB dms qr MS = + dqr dqr XB qr dqr XS qr dqr MB qr dqr MS qr (3) dqr onde: ds = ξ XS XS + ξ XB XB ξ MS MS ξ MB MB) qr (4) sendo ξ i, qr = elasicidade da i-ésima variável em relação ao câmbio. A equação 4 apresena a variação na cona correne decorrene de uma aleração no câmbio. Assim, basa que as elasicidades de cada iem sejam esimadas para que seja obido o impaco de uma desvalorização (valorização) cambial na cona correne. Todas as elasicidades da equação foram esimadas via mínimos quadrados ordinários. Para ano, pariu-se de um modelo auo-regressivo de defasagens disribuídas (ADL), com consane e defasagens ano para as variáveis dependenes (MB, MS, XB, XS), quano para a variável independene (qr), odas expressas em logarimo. Apesar da exisência de críicas procedenes ao se esimar elasicidades via um modelo uniequacional, cabe ressalar que pare relevane da lieraura enre câmbio e cona correne faz uso de modelos de equação única ou enão emprega uma equação de ofera e oura de demanda, mas esimadas separadamene, não consiuindo, assim, um sisema de equações simulâneas.

84 Efeios das variações cambiais sobre os componenes comerciais da cona correne no Brasil No presene rabalho, foram esimadas quaro regressões, em que se uilizam as primeiras diferenças dos logarimos das variáveis dependenes. Assim, emos: logarimo das imporações de serviços; logarimo das exporações de serviços; logarimo das exporações de bens e logarimo das imporações de bens. Todas essas regressões são esimadas em relação ao câmbio real efeivo. 3.2 Os efeios das mudanças insiucionais: meodologia do índice de Divísia A idéia de se aplicar o índice de Divísia pariu do pressuposo de se ober duas medidas de sensibilidade da variação da cona correne em relação ao câmbio real efeivo. A primeira consise em uma medida da sensibilidade quando considerado o efeio conjuno do crescimeno auomáico dos componenes da cona correne e das medidas discricionárias em relação ao câmbio real. Ela é obida pela regressão da série da cona correne oal conra a série da axa de câmbio real efeivo. A segunda medida expurga o efeio das medidas discricionárias (índice de Divísia), reraando simplesmene a sensibilidade da variação da cona correne em relação às variações auomáicas dos componenes dessa cona. A caracerísica do índice de Divísia que o elege como o índice óimo para medir as mudanças ecnológicas é a propriedade da invariância. Essa propriedade faz com que, não havendo mudanças ecnológicas, o índice não apresene variação. Nesse caso, odo crescimeno na produção será devido ao aumeno dos insumos. Porano, uma mudança no índice é conseqüência unicamene de variação na produção, associada a odos os ipos de faores não vinculados a variações nos insumos; ou seja, conseqüência de mudanças ecnológicas. Analogamene, como conseqüência da propriedade da invariância, que deve ser preservada para o caso da cona correne, na ausência de mudanças discricionárias, o índice permanecerá consane e oda variação verificada na cona correne deve ser ineiramene crediada ao comporameno de seus componenes. A versão discrea para o índice de Divísia Agregaivo em a seguine forma: log D ( n) ( 1) i n S n S S x = log S 0 i= 1 S xi 1 (5) onde D é o índice de Divísia 6 para as mudanças discricionárias, S, a cona correne agregada e i-ésimo ermo da cona correne. x i, o A equação 5 possibilia a aplicação empírica do índice de Divísia em sua versão discrea e, por conseguine, a divisão do crescimeno oal da cona correne, observado em deerminado período na parcela relacionada às mudanças discricionárias e na parcela impuável ao crescimeno auomáico de seus componenes. Assim, o valor obido do índice de Divísia para cada componene da cona correne deve ser subraído das elasicidades apuradas pelas esimaivas economéricas, como desenvolvido na seção seguine. 6 Para maiores esclarecimenos sobre o cálculo, consular Choudhry (1979).

Jesse Andros Pires de Casilho, Joanílio Rodolpho Teixeira, Marco Aurélio Ferreira Peres 85 4 Resulados economéricos 4.1 Propriedades das séries Como primeira eapa da análise empírica, emos o esudo das propriedades esocásicas das séries emporais, em que se verifica se elas são esacionárias ou não. A Figura 1 raz as séries em nível. As Tabelas 1 e 2 sumarizam os eses de raízes uniárias Dickey e Fuller Aumenado ADF, Kwiakowski-Phillips-Schmid-Shin KPSS e de Phillips-Perron PP para o logarimo das séries em nível e na primeira diferença, respecivamene, i. e., o logarimo das exporações de serviços, xs; o logarimo das exporações de bens, xb; o logarimo das imporações de serviços, ms; o logarimo das imporações de bens, mb; e o logarimo do câmbio real, qr. Todos os eses levam em cona uma consane. Para a escolha da defasagem, uilizou-se o criério de Schwarz para a forma geral aé 12 defasagens. 7 Ressala-se que, apesar de as esaísicasese na Tabela 1 sugerirem a condição I(0) para a série mb, ao nível de significância de 5% (em específico de 3% para o ese ADF), o ese ADF com base no criério de Akaike modificado, na Tabela 1.1, mosra ser relevane a escolha da esruura de defasagem e não corrobora com a condição I(0), mesmo a 5% de significância. Dessa forma, não se descara a hipóese da presença de raiz uniária na série mb. A julgar pelas esaísicas alcançadas para as demais variáveis, vê-se que elas são não-esacionárias em nível, ou seja, não são I(0). 7 A fim de raificar os resulados enconrados, principalmene no que se refere à escolha das defasagens, levou-se a cabo eses de raiz uniária baseados nos procedimeno de Ng e Perron (2001), conforme demonsram as Tabelas 1.1 e 2.1.

86 Efeios das variações cambiais sobre os componenes comerciais da cona correne no Brasil Figura 1

Jesse Andros Pires de Casilho, Joanílio Rodolpho Teixeira, Marco Aurélio Ferreira Peres 87 Tabela 1 Tese de esacionaridade ADF KPSS PP Valores críicos 1% -3,4808 0,7390-3,4804 5% -2,8836 0,4630-2,8834 Esaísica - (valor-p) LM - (valor-p) xs -0,5230 - (0,880) 1,3118-1,3176 - (0,620) xb -2,0520 - (0,999) 1,1612-1,6350 - (0,462) ms -0,8510 - (0,800) 0,6165-4,5446 - (<0,01) mb -3,0939 - (0,029) 0,3301-5,7541 - (<0,01) qr -1,2506 - (0,651) 1,0844-1,3641 - (0,598) Obs: período de 1995.01 a 2006.01. Tabela 1.1 Tese de esacionaridade Seleção da defasagem: MAIC (max. 12 lag) ADF Valores críicos 1% -3,4808 5% -2,8836 Esaísica - (valor-p) xs 0,1002 - (0,964) xb 1,4353 - (0,999) ms -0,8510 - (0,800) mb -0,4495 - (0,984) qr -1,2506 - (0,651) Obs.: período de 1995.01 a 2006.01. Para a primeira diferença das séries, odos os eses não consideram o ermo consane, exceo para o ese KPSS. Novamene, para a escolha da defasagem, uilizou-se o criério de Schwarz para a forma geral de aé 12 defasagens. Conclui-se, para as séries que compõem a Tabela 2, que odas são inegradas de primeira ordem, indicadas por I(1), ao nível de significância de 3% em específico para o ese ADF.

88 Efeios das variações cambiais sobre os componenes comerciais da cona correne no Brasil Tabela 2 Valores críicos Tese de esacionaridade ADF KPSS PP 1% -2,5828 0,7390-2,5828 5% -1,9433 0,4630-1,9433 Esaísica - (valor-p) LM - (valor-p) xs -12,82 - (<0,01) 0,2681-24,14 - (<0,01) xb -2,14 - (0,030) 0,1514-18,24 - (<0,01) ms -2,36 - (0,018) 0,1502-25,09 - (<0,01) mb -19,34 (0,000) 0,1880 26,20 (0,00) qr Obs.: período de 1995.01 a 2006.01. -7,92 - (<0,01) 0,2539-7,57 - (<0,01) Tabela 2.1 Tese de esacionaridade Seleção da defasagem: MAIC (max. 12 lag) Valores críicos ADF 1% -3,4808 5% -2,8836 Esaísica - (valor-p) xs -19,34 - (0,00) xb -5,97 - (0,00) ms -18,11 - (0,00) mb -19,29 - (0,00) qr Obs.: período de 1995.01 a 2006.01. -7,59 - (0,00) De posse dos resulados sobre a esacionaridade das séries, cabe considerar uma imporane propriedade das variáveis I(0): elas podem ser combinações lineares de variáveis I(1) e, nese caso, são dias coinegradas. O conceio de coinegração foi inroduzido por Granger (1981). Considere duas variáveis, y e z, e suponha que ambas são I(1). Enão, y e z são dias coinegradas se exise β, al que y β z é I(0). Essa é a versão mais simples do conceio de coinegração, que ceramene pode ser generalizado. No enano, esse conceio é suficiene para esa pesquisa, que em como meodologia o modelo auo-regressivo de defasagens disribuídas (ADL) das variáveis endógenas ( xs, xb, ms, mb) em função do logarimo do câmbio real, qr. A exisência da relação de coinegração indica a presença de um equilíbrio de longo prazo enre as variáveis. Isso significa

Jesse Andros Pires de Casilho, Joanílio Rodolpho Teixeira, Marco Aurélio Ferreira Peres 89 que a equação de regressão do ipo y = β z + u faz algum senido, porque y e z não se afasam significaivamene ao longo do empo. Na ausência da coinegração enre y e z, a relação obida na equação de regressão anerior deve ser espúria. Sendo assim, o segundo passo consise em deecar a exisência de coinegração por inermédio de eses usuais, exceo para o logarimo das imporações de bens, mb, pois, como viso, mb é I(0). Uilizou-se, dessa forma, o Tese de Johansen, cujos resulados são apresenados na Tabela 3. A especificação da forma funcional para o ese acima considera o inervalo de uma defasagem da primeira diferença em odas as equações, exceo para o par xb e qr, em que se incluíram rês defasagens. A escolha da especificação foi feia a parir dos criérios de informação de Akaike e Schwarz para o poso e para o modelo. Para odas as relações de coinegração, considera-se uma consane e uma endência linear no mecanismo de correção de erros. Os resulados indicam a exisência de uma equação de coinegração para odos pares de séries, no nível de 1%. Tabela 3 Tese de coinegração de Johansen Séries Nº de coinegrações Auovalor Traço Valor críico a 5% Valor críico a 1% ms e qr xs e qr xb e qr nenhuma ** 0,2002 32,1769 18,40 30,45 Ao menos 1 0,0219 2,9085 12,25 16,26 nenhuma ** 0,1734 26,7622 18,17 23,46 Ao menos 1 0,0137 1,8073 3,74 6,40 nenhuma ** 0,2690 45,4514 25,32 30,45 Ao menos 1 0,0155 2,0175 12,25 16,26 Obs: o ese do Traço indica a exisência de uma equação de coinegração. Período de 1995/01 a 2006/01. Noas: *(**) indica a rejeição da hipóese ao nível de 5%(1%). As leras minúsculas indicam o logarimo. 4.2 Esraégia para a esimação da elasicidade-câmbio real das variáveis de ineresse O próximo passo será esimar a elasicidade-câmbio real das variáveis de ineresse. A esraégia consise em parir de um modelo ADL geral para o específico. A eoria sugere que a omissão de variáveis relevanes é mais preocupane que a inclusão de variáveis irrelevanes. Isso porque, no primeiro caso, o esimador possui viés, a variância do erro em geral é sobreesimada e os processos de inferência usuais não são válidos; enquano que, no segundo caso, o esimador não possui viés, a variância do erro é correamene esimada e os processos de inferência usuais são válidos. A idéia é começar com uma esruura de defasagens olerane da variável dependene e do câmbio real. 8 Essa especificação deverá enão sujeiar-se aos eses convencionais para auocorrelação, heeroscedasicidade, esabilidade dos parâmeros e erros de especificação. Caso o modelo 8 A abordagem do geral para o paricular é devida ao rabalho de Hendry (1976).

90 Efeios das variações cambiais sobre os componenes comerciais da cona correne no Brasil ulrapasse os eses proposos, as eapas seguines consisirão em invesigar se as reduções na esruura de defasagem são válidas e idenificar uma relação de coinegração. Para odas as variáveis de ineresse, pariu-se da especificação geral do modelo ADL que considera um ermo consane, uma endência linear, uma esruura geral de defasagens composa pelo valor conemporâneo e seis defasagens do logarimo do câmbio real e a mesma esruura emporal para a variável dependene. Dessa forma, o modelo geral pode ser escrio como: 6 6 (6) y = α + β. + π qr + γ y + u j; i i i j; i i= 0 i= 1 onde y j; represena as variáveis de ineresse: xs ; xb; ms; mb; e qr : o logarimo do câmbio real. Os resulados da esimação sobre oda a amosra da equação ADL geral para odas as variáveis indicam quebra esruural na mudança do regime cambial, enre o segundo semesre de 1998, quando ocorreu a crise da Rússia, e janeiro de 1999, em que efeivamene ocorreu a mudança. De fao, verifica-se, pela análise do gráfico da série do logarimo do câmbio real na Figura 2, a presença da quebra esruural da variável explicaiva. Figura 2 5.4 5.2 5.0 4.8 4.6 4.4 4.2 95 96 97 98 99 00 01 02 03 04 05 log(câmbio real) Assim, como possível solução, adoa-se a esraégia de invesigar a relação enre as variáveis de ineresse e o câmbio real em dois períodos disinos: enre janeiro de 1995 e junho de 1998, com regime que pode ser considerado de axas de câmbio fixas; e, após os ajuses cambiais da mudança de regime, de abril de 1999 a janeiro de 2006, com o câmbio fluuane. 4.3 Resulados Os resulados enconrados para o regime de câmbio fixo (1995:01 a 1998:06) não indicam relação significane enre o câmbio real e as variáveis de ineresse. Isso pode esar relacionado com o amanho da amosra (42 observações), que reduz de forma considerável o grau de liberdade em

Jesse Andros Pires de Casilho, Joanílio Rodolpho Teixeira, Marco Aurélio Ferreira Peres 91 cada esimação. Também há que se considerar que, no período, as variações cambiais foram muio pequenas para explicar o movimeno nas exporações e nas imporações, o que não consiui uma surpresa, pois, em um arranjo de esabilização econômica com âncora cambial, parece razoável que as conas de comércio exerior respondam mais a ouros faores, ais como os enraves insiucionais, do que ao câmbio, que permaneceu relaivamene fixo. Já quano ao segundo período (1999:04 a 2006:01), os resulados alcançados sobre a propriedade I(1) das séries maniveram-se inalerados. Assim, de acordo com a meodologia proposa, esimou-se uma equação geral para cada variável de ineresse, submeendo cada equação a uma baeria de eses. Dado que odas as séries são I(1), considerou-se a paramerização da equação geral ADL (4.1) como primeiro passo na busca da parcimônia. Essa relação pode ser ransformada linearmene, 9 em ermos de polinômios, no operador de defasagem, o que permie escrever: 5 5 (7) y = α + β + δ qr + ϕ qr + θ y + θ y + u 0 1 i i 0 j; 1 i i i= 0 i= 1 Ressala-se que os resíduos na expressão 7 são os mesmos da relação geral 6, e a maior pare das esaísicas-ese de diagnósicos apresena valores idênicos, quer se esime a relação nos níveis das variáveis ou em primeiras diferenças. Deve-se ambém desacar que os valores esimados para δ 0 em cada equação represenam a soma dos coeficienes esimados para o logarimo do câmbio real em nível na relação. Por sua vez, θ 0 é a soma dos coeficienes das defasagens da variável dependene. Como se sabe, essas somas são fundamenais para a exisência de uma relação de coinegração. O ineresse esá em esar se essas somas são esaisicamene diferenes de zero e, logo, se exise uma relação de longo prazo enre as variáveis de ineresse e o câmbio real. Essa é uma das vanagens da paramerização: esimação direa e ese imediao dessas somas. Oura vanagem é que, ao uilizar as primeiras diferenças, é possível reduzir de forma subsancial a colinearidade enre os regressores e, conseqüenemene, reduzir os erros padrão. 4.3.1 Elasicidade-câmbio real das imporações Considera-se inicialmene a relação para o logarimo das imporações de bens. Como descrio, a equação paramerizada foi submeida a uma baeria de eses. O valor alcançado para a esaísica Jarque-Bera não rejeia o pressuposo de normalidade dos resíduos. No ese assinóico de Breush- Godfrey para auocorrelação não se rejeia a hipóese de auocorrelação nula dos resíduos. Os eses para resíduos ARCH não rejeiam a hipóese nula de resíduos homocedásicos em favor de resíduos ARCH. O ese de Whie para presença de heerocedasicidade rejeia a possibilidade de mudanças na variância dos resíduos. O ese RESET de Ramsey para erros de especificação não relaa má especificação. A esaísica LR para o ese de previsão de Chow para os seis úlimos meses da amosra possui disribuição qui-quadrado com seis graus de liberdade e não rejeia a hipóese de consância dos parâmeros. Além diso, o ese de Chow para rupura da série em ouubro de 2002 não sugere significaivamene a exisência de quebra esruural. Os gráficos do par de eses para a invariabilidade dos parâmeros baseados na quanidade da soma acumulada dos resíduos padronizados e na soma dos 9 Para ornar mais clara a exposição, demonsra-se a ransformação polinomial no Apêndice.

92 Efeios das variações cambiais sobre os componenes comerciais da cona correne no Brasil quadrados desses resíduos, CUSUM e CUSUMSQ, respecivamene, confirmam a esabilidade dos parâmeros. Conforme a esraégia discuida, o próximo passo consise em procurar reduções seqüenciais da equação geral. Não exise uma seqüência única para enconrar a equação com maior parcimônia. A idéia é idenificar as variáveis ou grupos de variáveis redundanes e/ou resrições que possam ser validadas pelos eses F usuais. De acordo com as esimaivas alcançadas, as defasagens de quara e quina ordem das duas variáveis envolvidas são não significanes. O ese da significância conjuno para essas variáveis enconra-se nos resulados do primeiro passo da Tabela 4. Tabela 4 Passo Variável redundane S.E da regressão Tese F (valor-p) LR (valor-p) R 2 ajusado SC 0 0.0954 0.4264-1.2572 1 qr ; qr ; mb ; mb 4 5 4 5 0.0938 0.4214 (0.7926) 2.0376 (0.7288) 0.4451-1.4473 2 qr ; qr ; mb 3 2 0.0920 0.0679 (0.9767) 0.2352 (0.9717) 0.4661-1.6057 O ese F e o respecivo valor-p não rejeiam a hipóese de que essas defasagens sejam redundanes, sendo, porano, reiradas da equação. Esimada a regressão sob a nova especificação, noase que ano o criério de Schwarz como o R 2 ajusado movem-se na direção cera. No segundo e úlimo passo na busca por parcimônia, o valor conemporâneo da primeira diferença do logarimo do câmbio real e sua erceira defasagem, bem como a segunda defasagem da variável dependene são eliminados da equação, de acordo com os eses acima. Novas reduções não são possíveis, já que não melhoram o modelo anerior, assim se opa pelo modelo compeiivo abaixo: mb = 6,04 + 0,0029 0,43qr + 0,55 qr + 0,55 qr 0,50mb 0,34 mb + 0, 25 mb 1 1 2 1 1 3 ( ) ( ) ( ) 5, 22 4, 29 4,53 2,12 2,32 5,05 3,73 3,12 2 R F valor p = 0, 51; = 11,10 = 0, 00 (8) O modelo final para as imporações de bens ulrapassou o mesmo conjuno de eses ao qual foi submeida a equação paramerizada geral. O modelo explica cerca de 51% das mudanças nas imporações de bens. Observa-se que as esimaivas para as somas dos coeficienes da defasagem do modelo em nível, ano para o câmbio real quano para a variável dependene são diferenes de zero. Assim, pode-se reescrever a equação 8 de forma a expliciar a elasicidade de longo prazo, bem como a relação coinegrane. Em ermos da esruura geral paramerizada, ela pode ser escria como: mb = α + β + δ qr + ϕ qr + ϕ qr + θ mb + θ mb + θ mb 0 1 1 1 2 2 0 1 1 1 3 3 mb = +ϕ qr + ϕ qr + θ mb + θ mb + θ mb α + β δ + + qr 0 1 1 2 2 1 1 3 3 0 1 1 θ0 θ0 (9)

Jesse Andros Pires de Casilho, Joanílio Rodolpho Teixeira, Marco Aurélio Ferreira Peres 93 Subsiuindo os coeficienes esimados, obém-se: mb = + 0, 55 qr + 0, 55 qr 0, 34 mb + 0, 25 mb 0, 50 mb 12,14 0, 006 + 0,87qr 1 2 1 3 1 1 onde o ermo enre parêneses é a relação coinegrane. 10 Isso mosra que exisem dois efeios sisemáicos sobre as mudanças nas imporações de bens. O primeiro é o efeio muliplicador, ϕ1 qr 1, devido a mudanças no câmbio real no período anerior, que se prolonga por mais um mês com mesma inensidade, por inermédio do ermo ϕ2 qr 2. O segundo se deve aos desvios do valor de equilíbrio de longo prazo, dado por mb 1 = 12,14 + 0, 006 0,87qr. Cerca de 50% 1 dos desvios do equilíbrio de longo prazo são corrigidos no período correne. A elasicidade-câmbio real de longo prazo (-0,87) possui sinal correo e deverá ainda ser subraída do índice de Divísia calculado para o período no valor de 0,15. A mesma esruura de análise pode ser usada para deerminar a relação enre o logarimo das imporações de serviços, ms, e o logarimo do câmbio real, qr. Conudo, será necessário dar um raameno sazonal para a série do logarimo das imporações de serviços, ms. Uma inspeção na Figura 3 revela que há picos em dezembro de cada ano, em especial enre os anos de 1999-2005, jusamene o período em análise. Figura 3 8.0 7.6 7.2 6.8 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 Log(Imporações de serviços) 8.0 7.8 7.6 7.4 7.2 7.0 6.8 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 Log(Imporações de serviços) série dessazonalizada 10 Confirmou-se a esacionaridade da relação de coinegração, via ese ADF, para os resíduos da equação do nível logarimo de MB sobre uma consane, uma endência e o nível logarimo de qr 1. 1

94 Efeios das variações cambiais sobre os componenes comerciais da cona correne no Brasil Porano, é conveniene levar em cona o comporameno sazonal para eviar o risco de alguma correlação serial nos resíduos. Uma alernaiva para raar o problema seria considerar uma variável de impulso para dezembro de cada ano. Porém, isso poderia implicar mulicolinearidade enre o ermo de endência e a variável de impulso. A alernaiva adoada foi o ajusameno sazonal via méodo X-11 adiivo, com dummies sazonais como regressores. Uma inspeção na série do logarimo das imporações de serviços ajusada sazonalmene 11 revela que permanece a propriedade I(1), o que permie conduzir a invesigação empírica conforme descrio anes. Os resulados enconrados para a especificação geral com as variáveis em nível e em primeiras diferenças, na qual a variável dependene é o logarimo das imporações de serviços com ajuse sazonal, ambém ulrapassa a baeria de eses. Os eses sobre os resíduos relaam que o pressuposo de normalidade não pode ser rejeiado. Ademais, não há auocorrelação serial e não se rejeia a hipóese de resíduos homocedásicos. O ese para erros de especificação de Ramsey indica que a formulação é correa. A hipóese de insabilidade dos parâmeros é descarada ano pelos gráficos da soma acumulada dos resíduos, CUSUM e CUSUMSQ, quano pelo ese de previsão de Chow para os úlimos seis meses da amosra. O ese de Chow para quebra esruural em ouubro de 2002 rejeia a hipóese nula a 6% de significância. Como anes, a análise do geral para o específico é levada a cabo conforme demonsra a Tabela 5. Noa-se que, das esimaivas para ambas as variáveis em primeiras diferenças, as defasagens rês a cinco são não significanes e parecem ser um bom começo na busca de um modelo parcimonioso. Tabela 5 Passo Variável redundane S.E da regressão Tese F (valor-p) LR (valor-p) R 2 ajusado SC 0 0.0773 0.4327-1.6459 1 2 3 qr a qr ; ms a ms qr 3 5 3 5 1 ms 2 0.0764 0.0761 0.0772 0.9763 (0.4490) 0.4483 (0.5053) 2.2659 (0.1367) 6.9684 (0.3237) 0.4355-1.9270 0.5043 (0.4776) 0.4399-1.9759 2.4819 (0.1151) 0.4332-1.9911 O ese de significância para esse conjuno de variáveis recomenda a exclusão, conforme as esaísicas F e LR e seus respecivos valores-p. Feia a redução do modelo, obêm-se as esaísicas da S.E da regressão, o coeficiene de deerminação ajusado e o criério de Shwarz (SC), que validam a redução. O segundo passo revela que a primeira diferença do câmbio defasada de um período ambém pode ser excluída do modelo. Observa-se que a convergência dos resulados para as esaísicas indicam melhora marginal nesse passo. Por úlimo, no erceiro passo, verifica-se que o eses F e LR não recomendam foremene a exclusão da variável ms 2. Ocorre a melhora marginal da esaísica SC após a redução do modelo, mas a soma dos erros da regressão e o R 2 ajusado não são congruenes com o criério Shwarz. Logo, enende-se que, apesar de a variável er alcançado 11 Ver Figura 3.

Jesse Andros Pires de Casilho, Joanílio Rodolpho Teixeira, Marco Aurélio Ferreira Peres 95 significância marginal na regressão (valor-p da esaísica em orno de 13%), ela adiciona informação relevane para explicar as mudanças no logarimo das imporações de serviços. Dessa forma, conclui-se que novas reduções não melhoram o modelo e a equação final pode ser escria como: ms = 4, 65 + 0, 0024 0, 40qr 0, 74 qr + 0,58 qr 0, 40ms 0, 43 ms 0,15 ms 1 2 1 1 2 ( ) ( ) ( ) ( ) ( se) 3,99 3, 49 4, 08 3, 44 2,51 3, 65 3, 71 1,50 2 R F valor p = 0,49; = 9,75 = 0,00 Ainda como esraégia de abordagem, o modelo selecionado foi submeido aos mesmos eses de diagnósicos que o modelo geral. Exceo no que diz respeio à normalidade dos resíduos, odos os eses de diagnósicos referendam a esruura acima. A normalidade dos resíduos é rejeiada a 5%, mas não a 1% de significância, o que não desrói as propriedades de eficiência e consisência dos esimadores de mínimos quadrados procedimenos de inferência possuem validade assinóica. Os resíduos são homocedásicos e não possuem correlação serial. O ese de quebra esruural em ouubro de 2002 e o ese de previsão para os úlimos seis meses não indicam quebra esruural. Todavia, a esimação recursiva dos parâmeros sugere alguma insabilidade enre 1999 e 2002. Os gráficos para a soma acumulada dos resíduos não relaam fore insabilidade nos parâmeros. Assim, a equação acima pode ser expressa de forma a expliciar a relação de longo prazo, de ineresse para a pesquisa: ms = 0,74 qr + 0,58 qr 0,43 ms 0,15 ms 0, 40 ms 11,69 + 0,0059 + 1,01qr, 2 1 2 1 1 onde o ermo enre parêneses é a relação coinegrane. Também nese caso, há dois efeios sisemáicos sobre as mudanças nas imporações de serviços: o muliplicador insanâneo, 0, 74 qr, devido a mudanças no câmbio real, e os desvios do valor de equilíbrio de longo prazo, dado por ms = + 11, 69 0, 0059 1, 01 qr. 1 1 Noa-se que a relação co-inegrane esá de acordo com as esaísicas de Johansen na Tabela 3. O coeficiene de ajusameno do mecanismo de correção de erros indica que cerca de 40% dos desvios do equilíbrio de longo prazo é corrigido no período correne. A elasicidade-câmbio real de longo prazo (-1,01) possui sinal correo e deve ainda ser subraída do índice de Divísia, calculado para o período, no valor de 0,07. Não há uma explicação óbvia para que a segunda defasagem das mudanças no câmbio real seja significaiva, podendo ser um efeio real ou uma conseqüência dos procedimenos caracerísicos dos conraos de imporação, por exemplo. Todavia, essa defasagem mosrou-se significaiva ano nas imporações de bens como nas imporações de serviços. Não se deve desconsiderar a semelhança na esruura das equações esimadas para as imporações de bens e serviços. Além disso, há alguma proximidade nos valores esimados, sobreudo para o mecanismo de correção de erro. 4.3.2 Elasicidade-câmbio real das exporações No que diz respeio às exporações, ano de bens quano de serviços, as esimaivas para o modelo paramerizado geral indicam ser imporane a quebra esruural em ouubro de 2002. Os.

96 Efeios das variações cambiais sobre os componenes comerciais da cona correne no Brasil gráficos para a soma acumulada dos resíduos e dos resíduos ao quadrado, CUSUM e CUSUMSQ, revelam imporane insabilidade dos parâmeros enre 2002 e 2003 e corroboram a esimaiva recursiva dos parâmeros. Além diso, não se rejeia a hipóese de normalidade dos resíduos em ambas represenações. O ese assinóico de Breush-Godfrey para auocorrelação rejeia a hipóese de correlação serial nula dos resíduos. Os resulados foram sinais inveridos da elasicidade-câmbio em ambas as equações; ou seja, apresenam valores não esperados pela lieraura econômica. Diane disso, levaram-se a cabo invesigações empíricas nos moldes aneriores para as exporações de bens e serviços para o período pós-eleições presidenciais, de novembro de 2002 aé janeiro de 2006. A esruura geral para ambas as equações superaram os eses gerais para especificação, esabilidade dos parâmeros, homocedasicidade e auocorrelação serial aé a erceira ordem. 12 Desa forma, passou-se à eapa de enconrar uma represenação parcimoniosa da relação. Com respeio à equação das exporações de bens, xb, a análise do geral para o específico resume-se em dois passos: no primeiro esou-se a significância conjuna do valor conemporâneo da primeira diferença do câmbio real aé a quara defasagem. Conforme relaa a Tabela 6, as esimaivas nesse passo para significância conjuna para a coleção de defasagens recomendam a redução do modelo nessa direção. Tabela 6 Passo Variável redundane S.E da regressão Tese F (valor-p) LR (valor-p) R 2 ajusado SC 0 0.0815 0.5493-1.2522 1 2 qr a qr qr 5 4 0.0765 0.3114 (0.9012) 0.0806 4.3397 (0.0461) 2.4516 (0.7837) 5.4387 (0.0196) 0.6027-1.6590 0.5585-1.6135 Do segundo passo, emerge o modelo final para as exporações de bens, conforme equação abaixo: xb = 6,8 + 0, 043 + 0, 69qr 0, 67 qr 1, 67xb + 0, 78 xb + 0,59 xb + 0,83 xb + 0, 47 xb + 0, 44 xb 1 5 1 1 2 3 4 5 ( ) ( ) 0,70; 7,40 ( 0,00) 3,33 5, 41 2,85 2, 08 5, 66 3,39 3, 23 4, 74 2, 66 3,12 2 R F valor p = = = A especificação acima ambém foi submeida ao conjuno de eses de diagnósicos e obeve sucesso em geral. A esaísica Jarque-Bera não rejeia o pressuposo de normalidade. A presença de auocorrelação serial nos resíduos é rejeiada pelo o ese de Breush-Godfrey. Os eses para resíduos ARCH não rejeiam a hipóese nula de resíduos homocedásicos. O ese de Whie rejeia a possibilidade de mudanças na variância dos resíduos. O ese para erros de especificação, ese RESET de Ramsey, não relaa má especificação. A esaísica LR para o ese de previsão de Chow, para os rês úlimos meses da amosra, não rejeia a hipóese de consância dos parâmeros. Os gráficos da 12 O ese de auocorrelação serial foi esimado para a segunda e erceira ordem, em virude da perda de graus de liberdade.

Jesse Andros Pires de Casilho, Joanílio Rodolpho Teixeira, Marco Aurélio Ferreira Peres 97 esimação recursiva dos coeficienes da equação e os resulados do par de eses para a invariabilidade dos parâmeros, baseados nas quanidades CUSUM e CUSUMSQ, confirmam a esabilidade dos parâmeros esimados. Reescrevendo o modelo acima de forma a expliciar a equação de equilíbrio de longo prazo, chega-se a: xb = 1, 67 xb 4, 03 0, 025 0, 41qr 0, 67 qr + 0, 78 xb + 0,59 xb + 0,83 xb + 0, 47 xb + 0, 44 xb 1 1 5 1 2 3 4 5 Observa-se que as esimaivas para o período em quesão revelam que mudanças insanâneas no câmbio real não êm impaco sobre as exporações de bens. A relação de equilíbrio de longo prazo foi esimada com precisão e revela que a elasicidade-câmbio real de longo prazo das exporações de bens, 0,41qr, possui o sinal esperado. Desaca-se o alo valor esimado para o coeficiene 1 de ajusameno do mecanismo de correção de erros, -1,67. Ele indica que desvios do equilíbrio serão corrigidos além do seu valor em mais 67%. Da elasicidade de longo prazo das exporações de bens em relação ao câmbio real, deve ser reirado ainda o índice de Divísia, esimado para o período em 0,1956. Quano às exporações de serviços, os resulados enconrados para a formulação ADL paramerizada geral indicam que a esruura em formulação correa. Os erros são homocedásicos e não apresenam correlação serial. Todavia, o ese para a normalidade dos resíduos a esaísica Jarque-Bera rejeia a normalidade ao nível de significância de 3%. Além disso, o ese de previsão de Chow para os rês úlimos meses da amosra rejeia a hipóese de consância dos parâmeros. Isso esá relacionado ao pico acenuado no volume de exporações de serviços regisrado em dezembro de 2005. Tano as esimaivas recursivas dos coeficienes quano o gráfico da quanidade CUSUM relaam insabilidade dos parâmeros. Também para esse período, a esimaiva para a elasicidade-câmbio real das exporações não apresena o sinal esperado. Ese resulado permanece caso se proceda à redução do modelo. Sendo assim, para esse período, ambém não se enconrou relação significane enre o câmbio real e as exporações de serviços. 5 Conclusões Apesar de se verificar, no período esudado, perurbações significaivas nos conexos políicos e econômicos, ano no Brasil como no mercado inernacional, que de cera forma parecem er impacado as análises realizadas, pode-se concluir que as variações nas axas de câmbio real exercem influência significaiva sobre os componenes comerciais da cona correne do balanço de pagamenos do Brasil. Os mecanismos de correção de erros sinalizaram que os desequilíbrios de curo prazo podem ser corrigidos num empo pequeno. Inicialmene, ao se analisarem os efeios das variações cambiais em cada componene-macro da cona correne (exporações de bens, exporação de serviços, imporação de bens e imporação de serviços), consaou-se, pelos eses aplicados, quebra esruural significaiva no modelo, no ano de 1999, por ocasião da mudança do regime cambial (de fixo para fluuane).

98 Efeios das variações cambiais sobre os componenes comerciais da cona correne no Brasil Assim, adoou-se a alernaiva de invesigar a relação enre as variáveis de ineresse e a variação do câmbio real em dois períodos disinos: enre janeiro de 1995 e junho de 1998, com regime de câmbio fixo, e de abril de 1999 a janeiro de 2006, com câmbio fluuane. Os resulados indicaram que, para o primeiro período, essa relação não foi significaiva; o que pode ser considerado um resulado esperado, já que, num arranjo de esabilização econômica com âncora cambial, parece razoável que as conas de comércio exerior respondam mais a ouros faores, ais como os enraves insiucionais, do que ao câmbio que permaneceu relaivamene fixo. Quano ao segundo período, para as variáveis imporação de bens e imporação de serviços, após a realização dos eses e raameno economérico adequado, consaou-se a exisência de uma sensibilidade significaiva enre essas variáveis e as variações cambiais. No enano, para as variáveis exporação de bens e exporação de serviços, os eses indicaram quebra esruural em ouubro de 2002 e, apesar da normalidade da maioria dos eses, os resulados apresenam sinais inveridos da elasicidade-câmbio em ambas as equações. Diane disso, levaram-se a cabo invesigações empíricas nos moldes aneriores para o período pós-eleições, de novembro de 2002 aé janeiro de 2006. Os resulados indicam para a variável exporação de bens, após superados odos os eses economéricos previsos, a exisência da mesma sensibilidade verificada nas variáveis aneriores em relação às alerações cambiais. Já em relação à variável exporação de serviços, além da ocorrência da insabilidade dos parâmeros, a esimaiva não apresena o sinal esperado. Sendo assim, não se enconrou relação significane enre o câmbio real e as exporações de serviços ambém para esse período. Deve-se ressalar a imporância do índice de Divísia, que capou as mudanças insiucionais ais como aberura comercial e desregulamenações, corrigindo os valores das elasicidades enconradas, com exceção apenas para a variável exporação de serviços, que, como viso, não eve o comporameno esperado. De forma geral, esse rabalho reforça a exisência de uma relação imporane enre as variações da axa de câmbio real efeiva e (os) as componenes de comércio exerior da cona correne para a economia brasileira. Referências ALMONACID, R. D.; SCRIMINI, G. A. Preços relaivos e compeiividade exerna. Revisa de Economia Políica, v. 17, n. 266, p. 5-11, abr.-jun. 1997. AMAZONAS, A.; BARROS, A. R. Manufacured expors from Brazil: deerminans and consequences. Revisa Brasileira de Economia, v. 50, n. 1, p. 73-100, jan.-mar. 1996. BURSTEIN, A.; EICHENBAUM, M.; REBELO, S. Large devaluaions and he real exchange rae. 2004. (NBER Working Paper 10986). CARNEIRO, F. G.; MELLO Jr., L. R. Seor exerno e a políica cambial. Esudos Empresariais, ano 2, n. 2, maio-ago. 1997. CARONE, G. Modeling de U. S. demand for impors hrough coinegraion and error correcion. Journal of Policy Modeling, v. 18, n. 1, p. 1-48, Feb. 996.

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