Baixe exportação agricola e outras Notas de estudo em PDF para Administração Empresarial, somente na Docsity!
Impactos de variáveis de macroeconomia aberta sobre as
exportações agrícolas brasileiras: 1980-
1
Sinézio Fernandes Maia
Resumo : O objetivo deste trabalho é estudar os determinantes das exportações agrícolas brasileiras por
meio de um modelo econométrico que leve em consideração a simultaneidade das variáveis domésticas em relação as variáveis de economia internacional. Para isso, são apresentados os impactos relevantes de variáveis selecionadas sobre as trajetórias das exportações agrícolas de 1980 até 1990 e de 1990 até 2001 com intuito de compará-los. Busca-se investigar os efeitos da taxa de câmbio e da taxa de juros sobre um setor considerado como de vantagem comparativa brasileira no comércio internacional. A abordagem teórica é de macroeconomia aberta a partir do modelo de Mundell-Fleming, cuja motivação é a análise das variáveis de mercado de ativos sobre as políticas econômicas em ambientes alternativos de regimes cambiais. A estratégia empírica partiu de um método de séries temporais para a estimação de um modelo econométrico de auto-regressão vetorial (VAR) com causalidades contemporâneas. Destaca-se a mudança do poder de explicação da taxa de câmbio sobre as exportações, a partir de 1990.
Palavras-Chaves : Agricultura, Exportações, Macroeconomia Aberta, Séries Temporais, VAR.
1. - Introdução
As transformações da economia brasileira na década de 90 representam ruptura com o padrão de desenvolvimento prevalecente até então. O modelo de desenvolvimento brasileiro, inicialmente marcado pela estratégia de industrialização por substituição de importações, destinava à agricultura o papel de superar os obstáculos para o progresso da indústria mediante uma política que alterou os termos de trocas (interno): provendo bens a preços e salários baixos; produzindo, de forma eficiente, matéria-prima industrial; gerando divisas para financiar a importação de bens de capital para a produção industrial; liberando mão-de-obra para o mercado de trabalho; e contribuindo para o crescimento do mercado interno (Lopes, 1989).
(^1) A pesquisa foi desenvolvida com recursos do CNPq, o qual o autor agradece o apoio recebido.
No contexto atual, a agricultura deverá abandonar o papel de facilitador do crescimento industrial, maximizando o aproveitamento das vantagens competitivas e a sua participação para acumulação de capital dentro de um processo ambientalmente sustentável. A ênfase na produtividade e competitividade, a abertura econômica, a liberação comercial e a crescente mobilidade de capital estão modificando profundamente as estruturas de programas de políticas agrícolas (Lopes e Rezende, 1994).
Segundo Goldin e Rezende (1993), a economia brasileira (como de toda a América Latina) passou a década de 80 enfrentando alguns desequilíbrios estruturais. O aumento da dívida externa, a alta da taxa de juros internacionais e as relações desfavoráveis dos termos de trocas interromperam 30 anos de expansão econômica brasileira. Entre 1965 e 1980, o produto brasileiro cresceu 8,8% ao ano. Já entre 1980 e 1988, a taxa de crescimento foi de apenas 2,9%. Entretanto, a ocorrência de safras recordes em 1987, 1988 e 1989 no Brasil indica que a agricultura brasileira estava relativamente imune à crise econômica da década de 80. A taxa de crescimento do setor agrícola entre 1965 e 1980 foi de 3,8%, enquanto entre 1980 e 1988 foi de 3,5%.
Essa crise macroeconômica afetou consideravelmente o balanço de pagamentos. A expansão da dívida externa da década de 70, (que aumentou de 6,3 bilhões de dólares em 1973 para 31,6 bilhões de dólares em 1978), trouxe impacto significativo sobre o desempenho da economia brasileira dos anos 80 em razão do comportamento das taxa de juros internacionais (que passaram de 0,7% em 1974-78 para 5,3% em 1979-82). Com esse cenário, o Brasil entrava em sua pior recessão desde os anos 30. O Produto Interno Bruto (PIB) foi reduzido em grande parte dos períodos, e o déficit do balanço de pagamentos e a inflação subiram. Como conseqüência, o setor agrícola foi “convocado” para efetuar transferência de renda para os credores internacionais, motivados pelas desvalorizações cambiais que fizeram com que as exportações aumentassem.
A partir do fim dos anos 80, disseminou-se um discurso mundial de liberalização com abertura de mercado e redução do papel do Estado na economia. O Brasil vem participando desse cenário através de abertura do mercado interno à concorrência de importados, favorecendo a política de estabilização dos preços e o aumento da eficiência produtiva das firmas nacionais. Nesse contexto, buscou-se uma estratégia de integração à economia mundial, incorporando o mercado externo como elemento importante na trajetória de crescimento econômico do País. As exportações se tornam uma das principais variáveis para essa inserção da economia brasileira como instrumento de ajuste econômico.
Observa-se que Barros (1973), Mussa (1986) e Flood e Rose (1995) enfatizaram a importância de alguns indicadores para formulação de políticas econômicas. Entre esses indicadores, o balanço de pagamentos, que representa um termômetro importante para análise de critérios de alocações de recursos e distribuição de responsabilidades entre os setores. Muitas vezes, apesar de elevadas taxas de crescimento das exportações, a manutenção do crescimento da economia implica alta ainda mais acentuada da demanda derivada de importações, provocando, assim, déficit na balança comercial.
Segundo Maia (2001), as principais mudanças no balanço de pagamento ocorreram na conta de capital, que passou de constantes déficits para elevados superávits. Em 1986, a conta de capital era negativa em US$ 7,1 bilhões, passando para um saldo positivo de US$ 33,6 bilhões em 1996. Além disso, há uma rápida evolução das taxas de crescimento tanto
Figura 1: Taxa de câmbio real e exportações brasileira (US$ Mil).
0
1000000
2000000
3000000
4000000
5000000
6000000
nov/80out/81set/82ago/83jul/84jun/85mai/86abr/87mar/88fev/89jan/90dez/90nov/91out/92set/93ago/94jul/95jun/96mai/97abr/98mar/99fev/
US$(MIL)
(Mar 2000=1,00) 1. Taxa de Câmbio Real Manufaturados
Básicos
Na década de 80, como a política monetária foi altamente usada, a taxa de câmbio real oscilou entre momentos de desvalorizações repentinas com valorizações gradativas. Como o Brasil, naquele período, apresentou perfil de exportador de Commodities e o mercado financeiro apresentava baixa mobilidade de capital, essa foi a forma de adquirir poupança externa e amenizar os desequilíbrios dos serviços da dívida.
A partir dos anos 90, em um contexto de liberalização dos mercados financeiros, a política monetária (taxa de juros alta) passou a ditar as regras para o modelo de inserção com base em um mercado financeiro com maior mobilidade de capitais. Dessa forma, a busca de estabilidade forçou mudanças na ótica quanto às políticas cambiais representadas por valorização cambial. Com isso, foi necessário aumento de reservas internacionais (estimulado por maior flexibilidade de capital e pelo aumento da taxa de juros), de forma a compensar os sucessivos déficits comerciais.
É factível de exploração que, além da taxa de câmbio (e as respectivas intervenções diretas sobre o setor exportador), o programa de inserção do país no mercado liberalizado exige a “determinação” de outras variáveis macroeconômicas que interferem diretamente no cenário econômico doméstico. Nesse contexto é que se levou a hipótese de que a taxa de câmbio e a taxa de juros são particularmente importantes para o desempenho do setor agrícola e, conseqüentemente, para o desempenho das exportações desse setor. Dessa forma, o desempenho e a competitividade das exportações devem ser analisados sob a ótica não somente da taxa de câmbio, mas especificamente dos efeitos que a taxa de juros produz sobre o mercado de câmbio.
Este estudo visa analisar as influências das políticas monetárias e cambiais sobre o setor agrícola brasileiro, através das exportações agrícolas^2 em dois períodos distintos da
(^2) As exportações são definidas como a soma dos valores monetários de nove dos principais produtos agrícolas
de exportações: soja em grão, farelo de soja, óleo de soja, amêndoas de cacau, manteiga de cacau, café em grão, café solúvel, suco de laranja e açúcar. Tais produtos foram selecionados porque representam e uma média de 80% das exportações globais do setor agrícola.
economia brasileira. Além disso, busca investigar se “choques” não esperados nesse sistema apresentam impactos sobre a trajetória das exportações agrícolas.
O objetivo principal é examinar os impactos da taxa de câmbio e da taxa de juros sobre as exportações de produtos agrícolas brasileiros em dois períodos distintos: a) de janeiro de 1980 até dezembro de 1990 e, b) de janeiro de 1990 até dezembro de 2001, usando um modelo de macroeconomia aberta. Para isso, busca-se: a) formular e estimar um modelo de vetores auto-regressivos; b) estimar a decomposição da variância do erro de previsão das exportações agrícolas atribuível aos choques monetários e cambiais e identificar as inter-relações entre as variáveis; c) estimar as funções de respostas a impulsos e analisar se os impactos das políticas monetárias e cambiais foram transitórios ou permanentes sobre as exportações agrícolas, permindo, assim, analisar o tempo de ajustamento depois de cada choque autônomo.
2. Modelo Teórico
Os modelos econométricos estruturais são rigorosamente respaldados pelos modelos teóricos, em que se prioriza captar os efeitos marginais e as elasticidades das interações de variáveis exógenas em relação às variáveis endógenas. No entanto, os modelos não- estruturais analisam as ligações das variáveis numa perspectiva estritamente estatística, ou seja, as relações entre as variáveis são dadas a partir de um banco de dados seguindo as rigorosas propriedades estatísticas (Cooley e Leroy, 1985). Dentro desse grupo de abordagem, tem-se uma vasta gama de modelos de séries temporais que podem também se dividir em estruturais e não-estruturais, isto é, aqueles que são dirigidos por teoria econômica dentro da concepção de Bernanke (1986), sendo considerados os modelos identificados; e aqueles que são dirigidos pelos históricos dos dados, dentro da concepção de Sims (1980), sendo considerados os modelos não-identificados.
Enfim, a escolha de um modelo geralmente é dirigida pela seguinte questão: “o que aconteceria se...” perguntadas por gestores de políticas econômicas no momento de elaboração de políticas. A força e a fraqueza de cada modelo é vista de forma diferente por cada pesquisador. Alguns são melhores, ou piores, para responder a diferentes questões. Nenhuma das abordagens é unanimente aceita e, por isso, não parece ser universalmente aceita. Cada grupo de modelo busca responder, dentro da visão do pesquisador, àquelas questões que foram definidas como cruciais para serem pesquisadas. Entretanto, todas as abordagens fazem sentido para a maioria como ferramentas úteis para investigar os efeitos de eventos alternativos.
Dentro dessa caracterização de modelos, Penson e Gardner (1988) ressaltaram que o método de auto-regressão vetorial de séries temporais (VAR) impõe menos hipóteses (ou restrições) comuns a modelos estatísticos, matemáticos ou conceituais. Esse grupo de modelos de séries temporais é capaz de encontrar qualquer regularidade empírica entre os dados e, também, de incluir interações simultâneas contemporaneamente, bem como entre as variáveis defasadas.
Nesse caso, a escolha de determinado modelo deve buscar questões que sobressaem à discussão puramente empírica, levando em conta questões abordadas em teoria
A implicação básica dessa expressão significa que, ao avaliar as vantagens dos títulos da dívida estrangeira, não se analisa somente a taxa de juros dos dois países, mas também a expectativa da taxa de câmbio entre um período e outro. Supondo que o investidor queira obter apenas os ativos com taxa de retorno mais elevada, é razoável admitir a comparação das taxas esperadas de retornos, de modo que se obtenha relação de arbitragem, ou condição de paridade de juros, com a seguinte equação:
1 ( (^1) f )
f r e
e
em que ( r ) é a taxa de juros domésticos^4. Além da equação (2), Blanchard (1999) ressaltou que é importante destacar duas situações que também influenciam os agentes financeiros a tomar decisões de obter títulos domésticos e estrangeiros. Primeiro são os custos de transações, pois comprar e vender títulos certamente requer transações com determinados custos. Segundo, é preciso avaliar o grau de risco de se admitir uma taxa de câmbio futura, ( ef ). Pequenas variações na taxa de juros e rumores de desvalorizações, ou valorizações da taxa de câmbio, podem provocar fluxos de bilhões em alguns minutos.
A versão estocástica de dois países para macroeconomia aberta está baseada nos modelos desenvolvidos por Dornbusch (1976) e Mussa (1986). A estrutura estocástica do modelo pode ser apresentada na forma logarítmica (exceto para a taxa de juros), assumindo-se que toda relação comportamental seja linear nas variáveis. Esse sistema linear é similar ao de Clarida e Gali (1994) e Razin e Yuen(1995).
A demanda agregada no período t, (y dt), especificada como a função de demanda exógena, (d (^) t); a taxa de câmbio real, ( q t); e a taxa de juros real doméstica, ( r t ), são dadas por
t t t
d yt =η q −σ r + d (3)
em que (η) e (σ) são elasticidades positivas. Como é usual, as variáveis reais são derivadas das variáveis nominais: ( s t), a taxa de câmbio spot (o valor instantâneo doméstico da moeda estrangeira); ( p *^ ), o nível de preços estrangeiros; ( p t ), o nível de preços domésticos; e ( i t ), a taxa de juros nominal doméstica. Mais especificamente, têm-se as seguintes equações:
qt = st + p − p t
rt = it − Et ( pt + 1 − pt ) (5)
Por simplicidade, assume-se que o nível de preços estrangeiro ( p *^ ) seja constante no tempo. A equação (3) é uma equação IS de economia aberta, em que a demanda agregada é positivamente relacionada com a taxa de câmbio real e com os choques exógenos de demanda captados por d (^) t (choque externo, choque fiscal e outros choques internos) e está reduzindo no diferencial da taxa de juros que afeta negativamente a demanda agregada pelo desencorajamento dos investimentos privados e do consumo.
(^4) Para fins de simplificação considera-se o nível de preço como dado, portanto, não há inflação corrente ou
esperada. Assim, as taxas de juro nominal e real, são as mesmas, permitindo substituir a taxa nominal de juros pela taxa real.
O mercado monetário de equilíbrio é dado por
t t t
s mt − p = y − λ i (6)
em que m s t é a oferta de moeda no tempo t e λ (>0), a elasticidade-juro da demanda por moeda. Assume-se que a taxa de juros nominal doméstica ( i ) tem efeito negativo sobre a demanda por moeda, enquanto o produto doméstico ( y t ) tem efeito positivo. Por simplicidade, assume-se que a elasticidade da demanda seja unitária. A equação (6) é uma LM padrão.
A determinação de preço está baseada em um misto de ações de mercados spot e de
contratos de longo prazo. O ajuste dos preços de mercado é dado por ( pt e ). O preço de
longo prazo é fixado em um período, e a partir daí existe expectativa de ajuste no mercado futuro dado por E t-1 P et. Dessa forma, o nível geral de preços na economia doméstica p t é dado por uma média entre os dois preços, ou seja:
e t
e pt = ( 1 −θ ) Et − 1 pt + θ p (7)
Segundo Clarida e Gali (1994), esta equação (7) é uma versão da equação de determinação dos preços, que têm sido amplamente estudados por vários autores, como Flood (1981) e Mussa (1982). De acordo com essa equação, o nível de preços no período t é uma medida de ajustamento de mercado, esperado no período t-1 para prevalecer no período t, Et-1 p et , e o preço que deve ajustar contemporaneamente o mercado de produto no período t, p et.
A extensão do modelo para análise dos preços leva em conta a magnitude de θ. Quando θ = 1, os preços são completamente flexíveis, e o produto é determinado pela oferta. Quando o θ = 0, os preços são fixados e determinados um período antes.
A próxima equação incorpora as relações de mercado internacional. A hipótese de livre mobilidade do capital garante a paridade da taxa de juros para os indivíduos no mercado de capital. Admitindo neutralidade ao risco, a paridade será determinada da seguinte forma:
it = i *+ Et ( st + 1 − s t ) (8)
em que i *^ é a taxa de juros mundial (assume-se, por simplicidade, constante no tempo). Por arbitrar a menor perda, o retorno sobre o investimento em uma unidade da moeda doméstica, i t , é igual à expectativa do retorno corrente doméstico sobre o investimento estrangeiro, que rende o retorno i *^ mais a expectativa de depreciação da
moeda doméstica, Et ( st + 1 − st ). Esta equação equivale a equação (2).
Assim, o equilíbrio do sistema consiste das quatro equações (3) até (8) em cada ponto no tempo. Observe-se que o produto doméstico é determinado pela demanda, como em todos os modelos com rigidez de preços. Para completar o modelo é preciso especificar o processo estocástico que governa a oferta de produto, y s ; a demanda, d (^) t ; e a moeda, m (^) t. Em geral, espera-se que estas três variáveis sejam dirigidas tanto por choques transitórios quanto por choques permanentes. Entretanto, supõe-se que ys^ e m (^) t sejam um processo
utilizado um exemplo de sistema de equações com duas variáveis, as quais se assume serem interdependentes e estar relacionadas por uma memória auto-regressiva (Enders, 1995), isto é, a seqüência {y (^) t} é afetada pelo seu passado e pela seqüência {zt} e vice-versa. As equações, chamadas de primitivas, podem ser escritas da seguinte forma:
20 21 21 1 22 1 0 ,^1 ,^2 ,^3 ,...
10 12 11 1 12 1 = − + + + =
− −
− − z b b y y z t
y b b z y z
t t t t zt
t t t t yt γ γ ε
γ γ ε (12)
Ressalta-se que ambas as séries tenham os εit ruído branco com variância constante e não-correlacionados. A estrutura do sistema indica relações simultâneas entre yt e z (^) t , e o
problema está na relação entre os choques εyt na equação de zt e εzt na equação y (^) t , o que torna os choques relacionados com as variáveis explicativas (a técnica-padrão requer que os regressores sejam não-correlacionados com o termo de erro).
O objetivo é a busca de um modelo empírico identificado que incorpore os efeitos previstos em teoria econômica. Tal processo de identificação diferencia do modelo não- estrutural de Sims (1980), que é caracterizado por deixar a base de dados “falar” por si só. Nesse caso, o modelo sofre as restrições impostas pela teoria econômica, a priori, estabelecida para análise do fenômeno estudado (Sims, 1986 e Bernanke, 1986). Extraíram- se dessa identificação os sinais de cada variável apresentada do sistema de equações, com o objetivo de destacar os efeitos sobre as exportações agrícolas no tempo contemporâneo.
A identificação, ou restrição, do sistema seguiu o procedimento de Bernanke (1986), Orden e Fackler (1989) e Hamilton (1994) em que se concentra sobre a matriz de interações contemporâneas, não impondo nenhuma restrição nas variáveis defasadas, pois a teoria econômica, em geral, define com mais rigor a relação contemporânea do que as relações defasadas.
Na identificação especificou-se a relação comportamental da matriz de iteração contemporânea dos choques esperados sobre cada variável, de acordo com as restrições impostas pela fatoração de Bernanke (1986) com (k 2 -k)/2 parâmetros livres. Nesse estágio da identificação, invocou-se a hipótese de um modelo de país pequeno com regime cambial fixo. O modelo VAR com restrições na matriz de interações contemporâneas é especificado da seguinte forma:
=
p
s
B xt sxts t 1
0 ε^ (13)
em que x t é o vetor das variáveis incluídas no modelo, B 0 é a matriz ( nxn ) de
coeficientes de relações contemporâneas e Γs é a matriz ( nxn ) de coeficientes de relações com defasagens ( s ), sendo εt um vetor ( nx1 ) dos erros aleatórios. A matriz B 0 é especificada com base nos modelos teóricos. A ordem inicial foi determinada da seguinte forma: m → r → q → x → y .Assim, a matriz B 0 é identificada da seguinte forma:
51 52 53 54
43
32
21 23
15
b b b b
b
b
b b
b
B (14)
A equação das exportações é aquela que mais interessa. Entretanto, para interpretar adequadamente os resultados, procurou-se especificar como as variáveis explicitadas se relacionaram no modelo. Uma vez que se pressupunha que as exportações dependiam da taxa de câmbio, colocou-se a sua equação de forma que, recursivamente, ficasse em função dessa variável.
A primeira variável do modelo estrutural foi a oferta de moeda. A hipótese de regime cambial fixo reserva à política monetária papel coadjuvante de manter a taxa de câmbio anunciada, sendo manipulada pelas autoridades monetárias no momento em que a atividade econômica exigir. Optou-se pela oferta de moeda sofrendo o impacto do produto, de forma que as oscilações do balanço de pagamentos sejam captadas, pois é esperado que o produto apresente alguma sensibilidade coincidente em relação às contas externas, b 15 >0.
A segunda equação relacionou a determinação da taxa de juros à oferta de moeda como previsto no modelo IS-LM. Embora o modelo de Mundell-Fleming com taxa de câmbio fixa estabeleça que a taxa de juros doméstica seja determinada pela taxa de juros mundial, optou-se por deixar a taxa de juros sofrer algum impacto da oferta de moeda como o modelo básico pressupõe. Na medida em que esta variável depende da oferta de moeda, espera-se que ela seja influenciada negativamente, b 21 <0.
A terceira equação está associada à determinação da taxa de câmbio com o diferencial da taxa de juros. A expectativa é de que um aumento no estoque de moeda exerça pressão, no sentido de baixa, sobre as taxas de juros internas. Isso incentiva o capital a buscar outro país, aumentando a oferta de moeda no mercado de câmbio e forçando a taxa de câmbio a se desvalorizar e influenciar diretamente a exportação. Essa definição é que mostra a ligação entre a variável de comércio e a variável de mercado de ativos, b 23 <0 e b 32 <0.
A quarta equação, objeto de análise desta pesquisa, relaciona a exportação em função, especificamente, da taxa de câmbio, b 43 >0. Apesar de se buscar relação entre a taxa de juros e a taxa de câmbio sobre as exportações agrícolas, optou-se pela equação de exportação como função da taxa de câmbio no tempo contemporâneo. Entretanto, a hipótese foi de que a taxa de juros fornecesse algum impacto sobre os agentes econômicos, que usualmente se baseiam, primeiro, nas observações do passado.
Por fim, a última equação relaciona o produto com todas as outras variáveis do sistema. Esperava-se que a taxa de juros influenciasse o produto negativamente, b 52 <0, e que as demais variáveis o fizessem positivamente, b 51 >0, b 53 >0 e b 54 >0.
As séries de dados utilizadas foram aquelas captadas pelo modelo teórico de Mundell-Fleming, quais sejam: a) a taxa de juros ( r ); b) O Produto Interno Bruto ( y ); c) a
experiência recente tem indicado que os regimes administrados estão mais para o regime de câmbio fixo do que para o regime de câmbio flexível^6.
Seguindo os princípios da metodologia de Box-Jenkins, a estimação de modelos de séries temporais deve respeitar essa condição de estacionariedade, e as séries precisam ser diferenciadas (d) vezes antes de se tornarem estacionárias. Essa avaliação é, na realidade, uma primeira informação das variáveis do sistema VAR, pois a análise de estacionariedade de modelos multivariados deve ser apurada pela metodologia de Johansen e Juselius (1990).
Na Tabela 2, apresentam-se os resultados dos testes para co-integração no modelo VAR. Verifica-se nessa Tabela que, tanto pela estatística do traço quanto do autovalor máximo, rejeita-se a hipótese nula de não co-integração (r=0) e aceita-se a hipótese
alternativa de que existem duas relações de co-integração (r≤2 e r=2, respectivamente) com 90% de probabilidade, ou seja, a matriz de raízes características (Π) apresenta, pelo menos, duas relações linearmente independentes, ou dois rank^7. Com esse resultado, pode-se dizer que existem, no máximo, duas fontes de não-estacionariedade ligando as cinco variáveis do sistema, que deverão ser incorporadas no VAR, para fins de estimação do modelo.
Tabela 2: Teste de Johansen-Juselius para Co-Integração
Autovalor Máximo Estatística Traço Valor Observado Valor Crítico 90% Valor Observado Valor Crítico 90% 1980:1 1990: r. = 0 47,58 20,90 95,27 64, r. ≤ 1 31,18^ 17,15^ 47,69^ 43, r. ≤ 2 7,89 13,39 16,57 26, r. ≤ 3 5,02^ 10,60^ 8,62^ 13, r. ≤ 4 3,60 2,71 3,60 2, 1989:1 1996: r. = 0 110,19 20,90 173,58 64, r. ≤ 1 39,43^ 17,15^ 63,39^ 43, r. ≤ 2 18,07 13,39 23,95 26, r. ≤ 3 5,59^ 10,60^ 5,89^ 13, r. ≤ 4 0,30^ 2,71^ 0,30^ 2, Fonte: dados da pesquisa.
Ressalta-se que é importante incluir a variável que considera o desvio pois a relação de equilíbrio de longo prazo, torna o sistema VAR submetido a uma correção de erros. Segundo Barros (1991), essa especificação permite que os componentes de longo prazo deixem os componentes de curto prazo mais dinâmicos e isentos de quaisquer influências que os retirem da trajetória de equilíbrio.
O segundo passo desse procedimento está associado aos efeitos das defasagens sobre o sistema VAR. Cada variável pode ser influenciada por efeitos retardados de todas as variáveis do modelo, seja por rigidez das respostas, seja pela natureza do processo de formação de expectativas. Para levar em conta esse efeito retardado, é preciso estabelecer a
(^6) Para o período analisado nesta pesquisa, ainda é razoável admitir o regime de câmbio fixo. (^7) Se os valores obtidos pelas estatísticas forem superiores aos respectivos valores críticos, rejeita-se a hipótese
nula de não co-integração (Johansen e Juselius, 1990).
estrutura de defasagens do modelo. A partir dos resultados optou-se por um modelo com oito defasagens, em razão de os testes de AIC e SBC e razão de verossimilhança, apresentarem quatro defasagens no mínimo. No segundo período optou-se pelo modelo VAR com duas defasagens.
As diferentes defasagens nos dois períodos confirmaram que os agentes econômicos se ajustaram mais rapidamente no período em que a economia se tornou mais aberta do que no período em que ela apresentava algum nível de fechamento. Pela condição de paridade de juros, esse comportamento era previsível, pois tanto a taxa de juros quanto a taxa de câmbio se ajustam mais rapidamente quando existe a mobilidade de capital entre os mercados financeiros mundiais, para determinado regime cambial.
Os coeficientes estimados na matriz B(0) do modelo VAR dos dois períodos estão apresentados na Tabela 3. Esses coeficientes fornecem os efeitos imediatos e parciais (contemporâneos) de choques nas diversas variáveis explicativas sobre as variáveis dependentes^8. Vale ressaltar que, na interpretação dos coeficientes estimados da matriz de interações contemporâneas, tem-se dado maior importância aos sinais dos coeficientes do que às suas significâncias estatísticas (Sims, 1986; Bernanke, 1986).
A interpretação dos resultados da Tabela 3 deve ser feita com cuidado, pois as variáveis estão nas primeiras diferenças. A exportação agrícola, no tempo contemporâneo, mostrou-se de acordo com o esperado e o aumento da taxa de câmbio, que representou desvalorização da moeda nacional, tendeu a melhorar nossa competitividade no mercado externo, tornando os produtos domésticos mais barato no exterior, representado por 1,48% e 0,55% para cada 1,00% de desvalorização no primeiro e segundo períodos, respectivamente. É também importante lembrar que esta é uma análise do tempo contemporâneo, e a hipótese de impacto da taxa de juros (como parte do objetivo deste trabalho) deve ser analisada através da função de resposta a impulso e a decomposição da variância do erro de previsão.
Na Tabela 4, apresenta-se a decomposição da variância de previsão das exportações agrícolas em termos da contribuição de cada variável incluída no modelo. Destaca-se a importância da taxa de câmbio sobre a trajetória das exportações. Entre 1980 e 1990, um choque inesperado na taxa de câmbio representava 45% de contribuição na variância das exportações contra 39% no período de 1990 a 2001 (a partir do segundo mês posterior ao choque). Houve significativa redução da explicação da taxa de câmbio sobre a variância das exportações entre os dois períodos.
Salienta-se a participação da taxa de juros sobre as exportações agrícolas nos dois períodos. Observou-se que, no primeiro período, um choque inesperado na taxa de juros teve impacto de 19,27% sobre as exportações em (t+1). No segundo período, esse choque representou 1,93%. Observou-se também que os impactos se estabilizaram até o segundo ano posterior ao choque.
(^8) A análise estrutural pelo modelo VAR permite testar o sentido de causalidade de Granger por meio do teste
de F. Entretanto, este teste tem recebido críticas, isto é, pode-se encontrar um sentido de causalidade resultante simplesmente da omissão de algumas variáveis que estejam correlacionadas com as variáveis do modelo. Pelo fato de os testes terem sido ambíguos, optou-se por manter as causalidades previstas pela teoria econômica e deixar de apresentar os resultados dos testes da estatística de F.
Além de observar a relativa estabilização do poder de explicação da taxa de câmbio e taxa de juros sobre as exportações para ambos os períodos, era fundamental saber quanto tempo foi exigido para a acomodação total do choque inicial tanto no primeiro período quanto no segundo. Para isso, analisaram-se as funções de resposta a impulso.
A partir da análise de resposta a impulsos, observou-se o efeito de choques nas exportações, levando em conta os efeitos simultâneos de todas as variáveis incluídas no sistema. A taxa de juros apresentou impacto inicial positivo apenas dois meses, enquanto a taxa de câmbio permaneceu influenciando positivamente as exportações até o oitavo mês
subseqüente ao choque.
Em comparação com o segundo período, observou-se mudança da influência da taxa de câmbio e da taxa de juros sobre as exportações. A taxa de câmbio passou a influenciar negativamente as exportações durante os dois primeiros meses, enquanto a taxa de juros teve influência durante quatro meses também negativamente. Com relação ao primeiro período, verificou-se que o impacto dessas variáveis mudou de direção. É importante salientar, entretanto, que o efeito total dos choques sobre as exportações agrícolas apresentou convergência dos efeitos no primeiro período muito mais lentamente do que no segundo. O retorno da trajetória das exportações no segundo período ocorreu no décimo mês subseqüente ao choque, enquanto no primeiro período não houve convergência evidente durante os 24 meses posteriores aos choques. O resultado corrobora as expectativas dos efeitos das variáveis sobre as exportações. No segundo período, os impactos foram amortecidos mais rapidamente. Observou-se que a taxa de câmbio, variável mais significativa no modelo, até o oitavo mês impactou positivamente as exportações, a partir daí até o 20o^ mês influenciou negativamente e, depois, positivamente. Já no segundo período houve influência da taxa de câmbio somente até o 10o^ mês posterior ao choque, com convergência total a partir daí. O mesmo se observou com as outras variáveis. Em comparação entre os dois períodos, os choques autônomos em cada variável do sistema foram absorvidos mais rapidamente no segundo período. Por isso, infere-se que a partir de 1990 os ajustes macroeconômicos passaram a exigir uma orientação mais expressiva sobre as variáveis internacionais, por parte dos agentes exportadores: alteração do cenário internacional apresentou efeito imediato sobre as expectativas domésticas, principalmente quando o grau de abertura para a mobilidade de capital se tornou maior. Em síntese, o modelo de causalidade contemporânea, ou modelo de vetores autoregressivos de série de tempo, permitiu uma análise singular para o setor agrícola em duas direções. Ou seja, pôde-se explorar uma lacuna pouco discutida no Brasil, onde uma quantidade muito grande de estudos tem a direção dos impactos da agricultura sobre as variáveis macroeconômicas, entretanto, pouco tem se dito na direção oposta: as políticas macroeconômicas sobre o setor agrícola, sobretudo, sobre os estímulos à produção de “tradables” em ambiente de macroeconomia aberta com mobilidade de capital.
Referências Bibliográficas
BARROS, J. R. M. Exportações agrícolas não-tradicionais e o custo doméstico das divisas. Estudos Econômicos, v.3, n.2, p.7-30, 1973.
BARROS. G. S. Impacts of monetary and real factors on the US dollar in identifiable VAR models. Revista Brasileira de Economia, v.45, n.4, p.519-541, 1991.
BERNANKE, B. Alternative explanations of money-income correlation****. Cambridge: National bureau of economic research (NBER), 1986. (46). (Working Paper n.1842).
BESSLER, D. A. Relative price and money: a vector autoregression on Brazilian data. American Journal of Agriculture Economics, n.66, p.25-30, 1984.
BLANCHARD, O.; FISCHER, S. Lectures on macroeconomics****. MIT, 1996.
BLANCHARD, O. Macroeconomia: teoria e política econômica. Trad: Ricardo Inojosa. Rio de Janeiro: Campus, 1999.
CASTRO,A. S.; ROSSI JR., J. L. Modelos de previsão para a exportação das principais commodities brasileiras. Rio de Janeiro: IPEA, 2000. 19 p. (Texto para Discussão, n. 716).
CLARIDA, R.; GALI, J. Sources of real exchange rate fluctuations: how important are nominal shocks? Cambridge: National bureau of economic research (NBER), 1994. 84 p. (Working Paper n. 4658).
COOLEY, T. F.; LeROY, S. F. A theoretical macroeconomic: a critique. Journal Monetary Economy, v.16, n.2, p.283-308, 1985.
DORNBUSCH, R. Expectations and exchange rate dynamics. Journal of Political Economy, v.84, p.1161-1176, 1976.
FLOOD, R. P.; ROSE, A. K. Fixing exchange rates: a virtual quest for fundamentals. Journal of Monetary Economics, v.36, n.3, p.3-37, 1995.
FRENKEL, J. A.; RAZIN, A. Fiscal policies and growth in the world economy. 3 ed. Massachusetts Institute of Technology (MIT), 1996.
FRIEDMAN, M. The Case for flexible exchange rates. In: Essays in positive economics. Chicago: University of Chicago Press, 1953.
GARDNER, B. L. On the power of macroeconomic linkages to explain events in U.S. agriculture. American Journal Agriculture Economics (AAEA), v.63, n.5, p.871-878,
GOLDIN, I.; REZENDE, G. Agricultura brasileira na década de 80: crescimento numa economia em crise. Rio de Janeiro: IPEA, 1993. 119 p. (IPEA. Série IPEA, 138).
JOHANSEN, S.; JUSELIUS, K. Maximum likelihood estimation and inference on cointegration: with applications to the demand for money. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, v.52, p.169-219, 1990.
