Baixe Efeitos da Renda Externa e Câmbio Real nas Exportações de Soja (1961-1995) e outras Notas de estudo em PDF para Administração Empresarial, somente na Docsity!
[da Silva, Edilean Kleber; Moreira, Ivan; Determinantes das exportações brasileiras de soja no período de 1961 a 1995]. Recife. V Encontro de Economistas da Língua Portuguesa, 5 - 7 de novembro de 2003.
Área temática: Economia Agrícola, Economia do meio ambiente e dos recursos naturais.
Título do artigo: Determinantes das exportações brasileiras de soja no período de 1961 a 1995
Resumo: Este trabalho investiga os efeitos de curto e longo prazo da renda externa, taxa de câmbio real e preço de exportação nas exportações brasileiras de soja no período de 1961 a 1995. Baseado na estimação de um modelo de correção de erros, os principais resultados são os seguintes: (1) no longo prazo, a renda externa e a taxa de câmbio real tem significativos efeitos sobre as exportações de soja; (2) no curto prazo, o preço de exportação e termo de correção de erros influenciam as exportações de soja. Palavras-chave: Soja, exportação de soja, Brasil.
Abstract: This paper investigates the effect of short- and long-term of the external income, real exchange rate and exports price in the Brazilian soy exports in the period from 1961 to 1995. Based on a error-correction model estimation, the main results are the following: (1) in the long
term, external income and real exchange rate have significant effects in the soy exports (2) in short term, the exports price and the error-correction term influence the soy exports.
Keywords: soy; soy exports; Brazil.
1. Introdução
O presente estudo tem como objetivo geral determinar os fatores propulsores do crescimento das exportações brasileiras de soja (grãos, farelo e óleo de soja) no período de 1961 a
- Os objetivos específicos são: a) determinar os efeitos de curto e longo prazos das variações do preço de exportação do grão de soja, da taxa de câmbio real efetiva e da renda externa sobre o valor das exportações de soja no período de 1961 a 1995; e b) testar a eficiência da política cambial como um fator determinante do crescimento das exportações de soja no período de 1961 a 1995. Para a consecução dos objetivos delineados, este trabalho foi dividido em três seções, afora esta introdução. Na segunda seção, tratou-se de analisar o desempenho das exportações brasileiras de soja no período de 1950 a 1995, destacando a participação deste produto nas exportações totais do país. Na terceira seção, constam os procedimentos econométricos e a estimação dos modelos de curto e longo prazo para o valor das exportações de soja no período de 1961 a 1995. A ultima seção apresenta as conclusões da pesquisa. 2. As exportações de soja durante a segunda metade do século XX
É questão indiscutível, ao se examinar o comportamento das exportações agrícolas brasileiras durante a segunda metade do século XX, a importância que o grão de soja e seus derivados (óleo e farelo) adquiriram na economia brasileira, o que levou o Brasil a posição atual de segundo maior produtor e exportador destes produtos no mundo. Procurar-se-á, nesta seção, fazer uma reconstituição da história das exportações de soja no Brasil, mostrando a sua evolução no contexto das exportações totais e identificando os principais fatores que contribuíram para que isto acontecesse, tais como mudanças no mercado internacional da soja e variações na taxa de câmbio.
Gráfico 1 EVOLUÇÃO DAS EXPORTAÇÕES DE SOJA E DA PARTICIPAÇÃO DAS EXPORTAÇÕES DE SOJA NAS EXPORTAÇÕES TOTAIS 1950-
que um dos principais fatores impulsionadores da penetração da soja nacional no mercado internacional foi a tendência altista do preço internacional do grão desse produto. As TAB. A.1 e A.2, em anexo, fornecem as estatísticas do período considerado como a primeira fase das exportações brasileiras de soja (1950 a 1964). Em 1950, as exportações de grãos de soja alcançaram a marca dos US$ 8,5 milhões, relativos ao valor de 21,2 mil toneladas de grãos de soja exportados. Em 1962, o valor e a quantidade exportada desse grão já havia crescido para US$ 30,8 milhões e 96,8 mil toneladas. Entre esses dois períodos, as taxas médias de crescimento do valor e da quantidade exportada de grãos de soja foram, respectivamente,
11,3% e 13,5% ao ano. A participação das exportações de soja nas exportações totais do país aumentou de 0,2% em 1950, para 0,5% em 1963, indicando que as exportações deste produto
tendiam a crescer no longo prazo. Entre 1962 e 1963, o valor das exportações de grãos de soja sofreu uma queda de 64,5% em conseqüência da diminuição da produção doméstica desse produto. Todavia, as exportações totais de soja só tiveram uma pequena queda graças ao surgimento da exportação do farelo de soja que naquele ano foi de US$14,6 milhões. Em 1964, não se verificaram exportações de grãos de soja. Foi o comércio do farelo que manteve a conta de exportação de soja positiva. Em razão deste fato, no biênio de 1963/64 verificou-se uma diminuição na participação da soja nas exportações totais de 0,5% para 0,2%. A política cambial adotada no período de 1950 a 1964 não se direcionou diretamente ao crescimento e diversificação das exportações nacionais. O regime de taxas de câmbio múltiplas e sobrevalorizadas impedia a competitividade dos produtos brasileiros no mercado internacional, enquanto favorecia diretamente o aumento das importações. Sendo assim, o crescimento das exportações de soja nesse período não pode ser explicado por estímulos advindos da política cambial adotada.
2.2. Segunda fase: 1965-
A partir de meados dos anos 60, o mercado mundial de proteoginosas sofre uma crise relacionada à escassez de matérias-primas, dentre as quais constava o farelo de soja (BATISTA FILHO, 1994). Coincidentemente, o Brasil ampliava sua produção, direcionando-a ao mercado externo, que apresentava preços cada vez mais elevados para esse produto. A TAB. A.1, em anexo, apresenta a evolução das exportações de grãos de soja e de seus subprodutos entre 1965 e 1971. O valor das exportações de grãos mais que triplicou no período de 1965/71, elevando-se de US$23,6 milhões para US$74,2 milhões. O volume exportado de grãos cresceu em média 16% ao ano, elevando-se de 75 mil para 213 mil toneladas. Tal crescimento era justificado mediante deslocamentos expansionistas da curva de demanda mundial de soja e da curva de produção de soja do país. No caso do farelo, o crescimento de suas exportações foi surpreendente. De 1965 para 1971, as exportações aumentaram de 99,1 para 872,2 mil toneladas, um crescimento médio de 43,7% ao ano. O aumento do preço internacional desse produto, decorrente de uma restrição na sua oferta mundial, repercutiu sobre o preço da tonelada exportada, que se elevou de
US$262/tonelada para US$273/tonelada nesse mesmo período. Na segunda fase, dois episódios merecem destaque. Primeiro, o Brasil tornou-se
exportador de torta de soja, um subproduto do farelo de soja. Entre 1965 e 1971, o valor e a quantidade exportada de torta de soja cresceram, em média, 35,2% e 40,4% respectivamente. Segundo, a soja adentrou no mercado doméstico de óleos comestíveis em virtude de uma crise no mercado das principais matérias-primas deste setor, o amendoim e o algodão (BATISTA FILHO,
1994). A partir de 1971, o país passou a remeter parte de sua produção de óleo de soja ao mercado externo, exportando 6,6 mil toneladas a um preço elevadíssimo de US$1.028/tonelada. O desempenho das exportações de grãos, farelo, óleo e torta de soja elevaram as exportações globais da soja de US$54 milhões, em 1965, para US$330 milhões, em 1971. Nesse período, a soja aumentou a sua participação nas exportações totais de 0,9% para 3,7%. A partir de 1964, com a mudança no regime político, liderado pelo governo militar, as políticas de comércio exterior passaram a ser formuladas com o intuito de elevar e diversificar a pauta dos produtos exportáveis. Dentre os principais instrumentos desta política, destacaram-se
as minidesvalorizações cambiais, os incentivos fiscais e o crédito subsidiado aos exportadores. As minidesvalorizações da taxa de câmbio nominal não se revelaram um fator explicativo
de importância primária para o crescimento das exportações de soja, visto que não se conseguiu eliminar a sobrevalorização da taxa real de câmbio e, por conseguinte, melhorar a competitividade deste produto no mercado internacional.
2.3. Terceira fase: 1972-
A terceira fase das exportações de soja é caracterizada pela "invasão" da produção nacional de soja e derivados no mercado consumidor europeu. As exportações de soja (principalmente farelo e óleo) para os países que formam o atual Mercado Comum Europeu decorreram da introdução do farelo de soja na ração de animais para a produção de carnes e do processo de substituição do consumo mundial de gorduras animais pelo consumo de óleos comestíveis. A evolução das exportações de grãos, farelo e óleo de soja no período de 1972 a 1979 pode ser observada na TAB. A.1, em anexo.^1 Na década de 70, as exportações de grãos de soja passaram por um período de expansão até 1976. O principal fator interno que favoreceu o crescimento dessas exportações foi o aumento da produção nacional. O reflexo do expressivo desempenho da sojicultura brasileira é observado através dos aumentos no valor e volume exportado desse grão. Entre 1972 e 1976, o valor das exportações de grãos de soja elevou-se de US$373,6 milhões para US$1.497,9 milhões, enquanto que o volume exportado expandiu-se de 1 milhão de toneladas para 3,6 milhões de toneladas. Em 1978, choques climáticos afetaram fortemente a produção agrícola da região centro- sul do país. A produção teve uma queda de 24% em relação a 1977. As conseqüências da crise agrícola traduziram-se na forte contração do volume e do valor destas exportações. O preço de exportação do grão de soja manteve uma tendência crescente durante toda década de 70. Entre 1972 e 1979, o preço da tonelada exportada de grão se elevou de US$ para US$415, representando uma taxa média de crescimento de 2,05% ao ano. As diminuições do preço de exportação do grão de soja entre 1973/75 e 1977/78 acompanharam o comportamento do preço internacional do grão de soja que se apresentava em queda em razão do aumento dos estoques mundiais deste produto. As exportações de óleo (incluindo o óleo bruto e purificado) tiveram um crescimento médio de 41,7% ao ano, entre 1972 e 1979, tendo sido o subproduto que mais contribuiu para o bom desempenho da conta de exportação de soja nessa fase. Com efeito, as exportações físicas do
óleo saltaram de 60 mil toneladas, em 1972, para 534 mil toneladas em 1979.
(^1) As estatísticas a respeito das exportações da torta de soja não estão presentes em virtude da não disponibilidade dos
dados estatísticos junto às fontes pesquisadas.
Em 1982, o valor e o volume exportado de grãos de soja atingiram os níveis mais baixos de todo período de 1980/86. Em 1984 e 1985, as exportações de grãos voltaram a reagir, mas em 1986 uma nova queda na produção brasileira de soja reduziu consideravelmente o volume exportado de grãos. O maior impacto da crise na produção brasileira de grãos de soja para o setor exportador é observado através da redução no valor exportado de grãos de US$ 859,8 milhões, em 1985, para US$ 280,6 milhões em 1986. Para o óleo e o farelo, a situação não foi diferente. A tendência baixista para os preços
internacionais desses dois produtos repercutiu na atividade exportadora de soja através dos baixos preços de exportação. Entre 1980 e 1986, os valores das exportações do farelo e do óleo
decresceram, em média, 4,1% e 18,1% ao ano, respectivamente. No caso do farelo, ainda houve leve crescimento do volume exportado de 6.581,9 mil toneladas para 6.952,2 mil toneladas, enquanto que o volume exportado do óleo de soja sofreu uma queda de aproximadamente 9,9% ao ano e o preço de exportação, que atingira US$924/tonelada em 1979, chegou a US$415/tonelada em 1986. No contexto do mercado internacional de soja, o período de 1980 a 1986 é caracterizado por um excesso de oferta, resultando assim em um aumento dos estoques mundiais e diminuição do preço internacional destes produtos. As conseqüências básicas para o setor externo da economia nacional foram a estagnação das receitas cambiais advindas das exportações da soja. A participação deste produto nas exportações totais do país reduziu- se de 11,2% em 1980, para 7,3% em 1986. Os desequilíbrios externos e internos, que marcaram a primeira metade da década de 80, levaram o país a adotar uma política de desvalorizações da taxa nominal de câmbio a fim de se contornar o problema de escassez de divisas. No período de 1980/1986, não só a taxa nominal de câmbio, como também a taxa de câmbio real efetiva mostraram-se desvalorizadas em relação ao período de 1972/79. Os impactos dessas mudanças sobre as exportações de soja foram amortecidos, se não compensados, pelos fatores acima analisados. Além disso, deve-se lembrar a falta de uma política de financiamento adequada a estas exportações.
2.5. Quinta fase: 1987-
Contrapondo o período de 1980/86, a quinta fase das exportações de soja é caracterizada por dois momentos bem definidos e opostos para a sojicultura do país. No primeiro momento, verificado entre os anos de 1987 e 1989, constata-se um crescimento da produção nacional, cujo principal fato r propulsor foi o bom desempenho que teve a produção na região do “cerrado”. No segundo momento (1990/91), o desempenho favorável da produção de grãos de soja foi interrompido pela política econômica do governo Collor que restringiu fortemente o crédito a todos os setores da economia. Sem a assistência financeira à colheita e comercialização, a produção de grãos de soja declinou de 24.071 mil toneladas em 1989, para 19.898 mil toneladas em 1990, e 14.938 mil toneladas em 1991. O desempenho das exportações de grãos de soja e de seus derivados novamente apresenta
uma forte correlação positiva com os rumos da sojicultura nacional. Todavia, os fatores externos relacionados ao crescimento da demanda mundial por soja e ao comportamento da produção de
grãos de soja nos países concorrentes do Brasil no mercado internacional também foram significativos à evolução das exportações brasileiras de soja. No ano-safra de 1986/87, 88% das exportações mundiais de soja eram supridas por três países, a saber, os Estados Unidos, o Brasil e a Argentina. Entre 1987 e 1989, a produção e
exportação de grãos de soja dos Estados Unidos e da Argentina apresentaram-se declinantes, proporcionando assim uma tendência crescente no preço internacional deste produto. Com tal incentivo, a produção nacional para exportação elevou-se, fazendo com que no ano -safra de 1988/89 o Brasil exportasse 20% das exportações mundiais de soja em grão. A política de desvalorização cambial instituída pelo Plano Bresser em 1987 objetivava promover o crescimento das exportações e evitar possíveis desequilíbrios externos. A desvalorização da taxa de câmbio real efetiva parece ter impulsionado o crescimento das exportações totais e , em específico, o crescimento das exportações de soja nesse ano. No biênio
de 1988/89, o crescimento das exportações apresentou uma correlação direta com as desvalorizações nominais do câmbio, visto que a taxa de câmbio real efetiva reduzia-se.
No ano de 1990/91, a produção de grãos de soja nos Estados Unidos e na Argentina evidenciavam uma recuperação, o que elevou os estoques mundiais e diminui o preço da soja no mercado internacional. Isto agravou ainda mais o setor exportador de soja do país, acentuando os efeitos da crise interna. A TAB. A.1, em anexo, mostra a evolução do valor, do volume e do preço das exportações dos grãos de soja e de seus derivados. Como ressaltado anteriormente, o comportamento dessas exportações seguiu pari passu os períodos de expansão e contração da produção interna de grãos de soja. Entre 1987 e 1989, o valor, o volume e o preço das exportações de soja elevaram-se, em média, 27,8%, 14,1% e 12% ao ano, respectivamente. O crescimento de maior relevância foi o valor das exportações do óleo de soja que se expandiu a uma taxa média anual de 60,6% em decorrência dos altos preços recebidos pelos exportadores nacionais. Conforme se verifica na TAB. A.1, em anexo, os valores, os volumes e os preços das exportações de grãos e farelo de soja apresentaram-se em crescimento nesse período, enquanto que apenas o quantum exportado do óleo de soja mostrou-se declinante. Dentre os importadores da soja brasileira, os países da União Européia (Alemanha, Espanha, Itália, França e Bélgica) e o Japão se revelaram como os principais demandantes do produto nacional. No período de 1990/91, o desempenho das exportações de grãos de soja e de seus derivados acompanhou o momento desfavorável da produção nacional de grãos. Entre 1989 e 1991, os volumes exportados do farelo, do grão e do óleo de soja apresentaram taxas médias anuais de crescimento de -12,9%, -34,1% e -24,3%, respectivamente. A contração do quantum exportado repercutiu na redução de receitas cambiais advindas da soja no período de 1987 a 1991, não permitindo assim um melhor desempenho do setor de comércio exterior do país. Nesse período, a participação das exportações de soja nas exportações totais decresceu de 8,9% para 6,4%. No biênio de 1990/91, a valorização da taxa de câmbio real efetiva parece ter reforçado os fatores acima mencionados no sentido de contribuir para queda das exportações totais e, em específico, das exportações de soja.
2.6. Sexta fase: 1992-
Mencionou-se anteriormente que, nos anos de 1990 e 1991, a sojicultura nacional passou por um momento de estagnação. Segundo a FIBGE, a produção de grãos de soja, que em 1989
havia sido de 24.071 mil toneladas, alcançou 14.938 mil toneladas em 1991. A partir de 1992, a situação da sojicultura é revertida. As boas colheitas propiciaram uma
considerável recuperação da produção e produtividade no cultivo da soja. Os dados da FIBGE mostram que, entre 1991 e 1995, a produção nacional de grãos de soja elevou-se de 14.938 mil toneladas para 25.651 mil toneladas. Como fios condutores do crescimento da produção nacional de grãos de soja, enfatizam-se as extraordinárias taxa s médias anuais de crescimento das
Tendo em vista a comprovação (ou não) das conclusões obtidas pela descrição analítica do desempenho das exportações de soja na segunda metade do século XX, realizaram-se testes econométricos, descritos nesta seção.
3.1. Modelo matemático
O modelo ma temático que sustentará os modelos estatísticos a serem desenvolvidos neste trabalho é baseado nas relações funcionais existentes entre o valor das exportações de um produto
i (variável dependente) e o preço de exportação do produto i , a taxa real de câmbio e a renda externa (variáveis independentes). Assim, tem-se que:
Xit = f (Pit, Et, Yt*) (1)
onde: X it = valor real das exportações do produto i no período t ; P it = preço real das exportações do produto i no período t; E t = valor da taxa real de câmbio efetiva no período t; e Y t * = valor real da renda externa no período t.^2 A relação funcional esperada entre o valor das exportações de um produto i e o seu preço de exportação é direta, indicando que, coeteris paribus , um aumento no preço de exportação do produto i eleva o valor das suas exportações. Entre as exportações do produto i e a taxa real de câmbio, presume-se a existência de uma relação direta, visto que uma depreciação real de câmbio (aumento de E t ) eleva as exportações deste produto por torná- lo relativamente mais barato no mercado internacional. No caso de uma apreciação cambial, o resultado é um aumento do preço relativo do produto i e, consequentemente, queda de suas exportações. No caso da relação entre X it e Y t *, é esperado que um aumento da renda externa implique em uma majoração do valor das exportações do produto i em virtude do crescimento da demanda mundial por este produto.
3.2. Modelo econométrico
Os modelos econométricos que serão estimados baseiam-se na equação (1) e tem a finalidade de determinar os efeitos de curto e longo prazos das variações do preço de exportação do grão de soja, da taxa de câmbio real efetiva e da renda externa sobre o valor das exportações de soja no período de 1961 a 1995. As séries temporais sobre a taxa de câmbio real efetiva e renda externa foram retiradas do trabalho de ALMEIDA e BACHA (1998). O valor das exportações de soja e o preço de exportação de soja foram obtidos junto à FIBGE e ao Banco Central do Brasil. Além dessas variáveis, serão incluídas nos modelos algumas variáveis binárias. As variáveis consideradas no modelo foram operacionalizadas da seguinte forma: a) valor das exportações de soja (X): no valor das exportações de soja estão incluídos os valores das exportações de grãos, farelo e óleo de soja. Esses valores estão expressos em milhões de dólares de 1990. Para transformar os valores correntes das exportações de soja em valores constantes de 1990 utilizou-se o Índice de Preços no Atacado (IPA) dos Estados Unidos como
deflator;
(^2) A variável produção interna de soja não foi considerada em virtude de ter apresentado forte correlação linear com a
renda externa. De algum modo, a influência de da produção interna está contemplada por variáveis dummies adiante especificadas.
b) preço de exportação do grão de soja (P): os valores anuais do preço de exportação de grãos de soja estão expressos em dólares de 1990. O procedimento de deflacionamento dos valores correntes deu-se através da utilização do Índice de Preços no Atacado (IPA) dos Estados, com o ano-base em 1990; c) taxa real de câmbio efetiva (E): a taxa real de câmbio efetiva mede o preço de uma cesta representativa de moedas estrangeiras, cada uma ponderada pela importância do comércio com esses países. Os países considerados na cesta representativa de moedas foram: Estados Unidos, Alemanha, Japão, França, Itália, Holanda, Noruega, Espanha, Inglaterra, Suécia, Suíça, Bélgica,
Dinamarca, Argentina, Chile, Paraguai, Venezuela e México. O deflacionamento da taxa de câmbio efetiva foi elaborado utilizando-se o IPA dos países anteriormente citados e IPA do
Brasil. O ano -base da série é 1985; d) nível de renda externa (Y*): Como proxy do nível de renda externa utilizou-se o valor das importações mundiais agrícolas e agro- industriais. Os valores estão expressos em US$ milhões de 1995; e) D1 (dummy 1): A variável D1 é igual a 1 a partir de 1971, onde o valor das exportações cresceu significativamente devido à expansão abrupta das exportações de farelo e óleo de soja, e igual a 0, no período de 1961 a 1970, onde o país exportava basicamente grãos de soja; f) D2 (dummy 2): A variável D2 é igual a 1 nos anos de 1978 e 1979, onde uma forte queda da produção interna de grãos de soja afetou consideravelmente o quantum exportado de soja do país, e igual 0 nos demais anos do período de 1961 a 1995; e g) D3 (dummy 3): A variável D3 assumiu o valor 1 nos anos de 1990 e 1991 e 0 para os demais anos do período de 1961 a 1995. Colocou-se essa dummy para captar o efeito da queda da produção de grãos de soja no biênio de 1990/91 decorrente da política econômica do Plano Collor de estabilização Como o conjunto de dados apresenta-se sob a forma de séries temporais, tomou-se como objetivo estimar uma equação do tipo (1) para o longo prazo, utilizando análise de co-integração entre as variáveis, assim como uma equação de correção de erros (MCE) para expressar as relações de curto prazo entre essas variáveis.
3.3. Procedimentos econométricos
3.3.1. Teste de raiz unitária
Os teste de raiz unitária têm por finalidade determina se uma dada série temporal pode ser considerada estacionária, ou seja, formada por um processo estocástico aleatório (ou white noise).^3 Neste trabalho, o teste utilizado para a presença de raízes unitárias nas séries temporais (Xt, Pt, Et e Yt*) será o teste de Dickey-Fuller Aumentado (ADF). As hipóteses nula e alternativa a serem testadas são: H 0 - existe uma raiz unitária e a série é não-estacionária; e H 1 - a série é estacionária. O número de termos de diferença defasados incluídos foi determinado de forma a tornar o termo de erro não-correlacionado serialmente. O critério Schwarz também foi
considerado na determinação do número dos termos de diferença defasados.
(^3) Um processo estocástico {y(t), t ∈ T} é considerado fracamente estacionário se E[y(t)] = μ; Var[y(t)] = E[y(t) -
μ]^2 = σ^2 ; e E[(y(t) - μ) (y(t - k) - μ)] = f (k), k = 1,2, 3,....
∆LNYt), a um nível de significância de 1%. Desde então, o teste de raiz unitária apresentado na TAB. 1 sugere que LNXt, LNPt, LNEt e LNYt são todas integradas de primeira ordem, isto é, apenas a primeira diferença destas variáveis é estacionária.
Tabela 1 Resultados dos testes de raiz unitária Variável ADF τ k^ τc k^ τct k^ I (d) LNXt 1,478 n.s^0 -2,285 n.s^4 -1,899 n.s^4 I (1) LNPt -0,792 n.s^3 -0,935 n.s^2 -1,868 n.s^3 I (1) LNEt -1,094 n.s^3 0,391 n.s^3 0,834 n.s^4 I (1) LNYt* 1,791 n.s^3 -1,178 n.s^1 -1,998 n.s^3 I (1) ∆LNXt -5,353 *^0 -5,723 *^0 -5,959 *^0 I (0) ∆LNPt -2,983 * 3 -4,333 * 2 -4,499 * 1 I (0) ∆LNEt -5,092 *^0 -5,080 *^0 -5,364 ^0 I (0) ∆LNYt -3,299 *^0 -3,974 *^0 -3,925 *^0 I (0) Fonte: Dados da pesquisa Notas: *Significante a 1%. **Significante a 5%. n.s^ Não Significativo.
A TAB. 2 apresenta os resultados da regressão de co-integração ou relação de equilíbrio de longo prazo das exportações de soja, assim como o valor da estatística ADF para testar a estacionaridade dos resíduos estimados. De acordo com a metodologia proposta por Engel e Granger, a regressão estimada na TAB. 2 só será uma equação de longo prazo se e somente se as variáveis que a compõe forem integradas de mesma ordem e os resíduos estimados desta regressão forem estacionários. Viu-se anteriormente que as variáveis consideradas na regressão de longo prazo são todas integradas de primeira ordem. Por outro lado, o valor da estatística ADF para testar a estacionaridade dos resíduos mostrou-se significativo ao nível de 10%. Assim, pode-se afirmar que a TAB. 2 apresenta os resultados da regressão de co- integração para o valor das exportações de soja. O valor do F-statistic (132,6) para a regressão de co- integração sugere que o teste F rejeita a hipótese nula de que os efeitos das variáveis preço de exportação do grão de soja, taxa de câmbio real efetiva, renda externa e binária podem ser considerados nulos no longo prazo. O R^2 da regressão de longo prazo mostra que aproximadamente 95% das variações no valor das exportações de soja foram provocados pela ação conjunta do preço de exportação do grão de soja, da taxa de câmbio real efetiva, da renda externa e da variável binária. Conforme a TAB. 2, três variáveis apresentaram-se estatisticamente significativas ao nível de 5%, a saber: a taxa de câmbio real efetiva, a renda externa e variável binária (D1). Apenas os efeitos do preço de exportação do grão de soja mostraram-se não significativo no longo prazo.
Tabela 2 Regressão estática para as exportações de soja: 1961/ Variável dependente : LNXt
Coeficientes Desvio-padrão T Prob
Constante -32,7 * 7,48 -4,38 0, LNPt 0,38 n.s^ 0,32 1,20 0,
LNEt 1,10 ** 0,52 2,12 0, LNYt* 3,01* 0,48 6,32 0, D1 1,41* 0,38 3,76 0, R^2 = 0,948 F-statistic = 132,6 ** ADF = 4,07 *** Fonte: Dados da pesquisa Notas: *Significante a 1%. **Significante a 5%. **Significante a 10%. n.s^ Não Significativo. Os coeficientes estimados (ver TAB. 2) indicam que um aumento de 10% na taxa de câmbio real efetiva (LNEt) e na renda externa (LNYt) provoca um crescimento no valor das exportações de soja de 11% e 30,1%, respectivamente. A maior elasticidade do valor das exportações de soja em relação à renda externa em comparação com a taxa de câmbio real efetiva corrobora as seguintes constatações: a) entre 1961 e 1995, o crescimento das exportações de soja decorreu, em grande parte, das mudanças nos hábitos alimentares dos países desenvolvidos em direção a uma maior ingestão de alimentos ricos em proteínas, assim como da maior utilização do farelo de soja como ração animal nestes países; e b) a política cambial brasileira, em muitos momentos, não conseguiu evitar a sobrevalorização da taxa de câmbio real efetiva, decorrente dos períodos de altas taxas de inflação. A TAB. 2 mostra também que o coeficiente estimado da variável binária (D1) é positivo e estatisticamente significativo. O resultado desse coeficiente apóia empiricamente o fato de que, a partir de 1971, a oferta brasileira de soja para o mercado externo foi significativamente expandida a fim de suprir a maior demanda mundial por farelo e óleo de soja. A estimativa da equação de correção de erros para as exportações de soja é apresentada na TAB. 3. O valor do F-statistic da equação de correção de erros rejeita a hipótese nula de que os efeitos do preço de exportação dos grãos de soja, da taxa de câmbio real efetiva, da renda externa e das variáveis binárias sobre o valor das exportações de soja no curto prazo podem ser considerados nulos. O valor do R^2 sugere que 51% das variações de curto prazo no valor das exportações de soja foram provocados pelas variáveis explicativas incluídas no modelo. Ao nível de significância de 5%, apenas duas variáveis apresentaram-se estatisticamente significativas: o termo de correção de erros (εt-1) e a variável binária D1. A defasagem corrente do preço de exportação do grão de soja e as variáveis binárias D2 e D3 são estatisticamente significativas ao nível 10%, enquanto que as defasagens correntes da taxa de câmbio real efetiva e da renda externa mostraram-se não significativas. Conforme a TAB. 3, os valores dos coeficientes relacionados às defasagens correntes da taxa de câmbio real efetiva e da renda externa apresentaram o mesmo sinal (positivo) dos coeficientes da taxa de câmbio real efetiva e renda externa na equação de longo prazo. Isso indica que, independente do período de tempo que se considera, os efeitos destas duas variáveis sobre o valor das exportações de soja é sempre positivo. Todavia, a não significância das defasagens correntes da taxa de câmbio real efetiva e da renda externa na equação de correção de erros sugere que os seus efeitos sobre o valor das exportações de soja ocorrem de formas defasadas, só se concretizando totalmente no longo prazo. O coeficiente estimado para a variação corrente do preço de exportação do grão de soja sugere que um aumento de 10% nesta variável resulta em uma variação positiva de 5,8% no valor das exportações de soja. Os coeficientes estimados de D1, D2 e D3 foram respectivamente 0,17, -0,44 e -0,47. O fato do coeficiente estimado de D1 ser positivo tanto no curto como no longo prazos indica que o crescimento das exportações de farelo e óleo de soja exerceu efeitos expansionistas no valor das exportações de soja no curto e longo prazos. Os valores negativos dos coeficientes das variáveis D2 e D3 sugerem que a crises na sojicultura nacional nos biênios de 1978/79 e 1990/
que o crescimento das exportações de farelo e óleo de soja foi fundamental para que a soja se tornasse o principal produto agrícola de exportação do Brasil. No caso da política cambial, a eficiência das desvalorizações da taxa nominal de câmbio no sentido de induzir um cresc imento das exportações não foi completa devido ao processo inflacionário vigente na economia. Em muitas ocasiões, presenciou-se no Brasil uma taxa real de câmbio sobrevalorizada que impediu uma maior competitividade dos produtos nacionais no mercado internacional.
Bibliografia
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(Mestrado em Economia). Universidade Federal de Viçosa.
Anexos
Tabela A. BRASIL - Evolução das exportações de grãos, farelo e óleo de soja - 1950/
Grãos Farelo Óleo Anos (^) Valor (US$ 10^6 )
Volume (10^6 ton)
US$/ton Valor (US$ 10^6 )
Volume (10^6 ton)
US$/ton Valor (US$ 10^6 )
Volume (10^6 ton)
US$/ton
Nota: O valor e o preço das exportações soja estão expressos em
- 1967 136,3 0,43 319 2,4
- 1968 82,9 0,29 285 1,3
- 1969 168,7 0,58 288 2,2
- 1970 213,0 0,78 273 2,5
- 1971 319,2 1,09 292 3,6
- 1972 861,4 2,50 344 7,4 3.
- 1973 2451,4 3,46 709 15,3 5.
- 1974 1937,7 4,76 407 11,2 7.
- 1975 2595,8 6,73 386 15,0 9.
- 1976 3381,3 8,51 397 17,6 11.
- 1977 3831,2 8,42 455 17,6 12.
- 1978 2511,8 6,57 382 11,9 9.
- 1979 2437,2 6,34 384 10,8 10.
- 1980 2929,1 8,87 330 11,2 15.
- 1981 3785,1 11,62 326 13,7 15.
- 1982 2467,0 9,07 272 10,5 12.
- 1983 2942,3 10,85 271 11,7 14.
- 1984 2876,3 10,08 285 9,5 15.
- 1985 2863,6 13,03 220 9,9 18.
- 1986 1899,5 8,55 222 7,3 13.
- 1987 2629,6 11,81 223 8,9 16.
- 1988 3146,2 10,90 289 8,6 18.
- 1989 4293,6 15,38 279 12,1 24.
- 1990 2854,2 13,62 210 9,1 19.
- 1991 2023,1 10,01 202 6,4 14.
- 1992 2677,6 12,96 207 7,5 19.
- 1993 3006,2 14,44 208 8,0 22.
- 1994 3991,4 17,57 227 9,5 24.
- 1995 3631,1 16,79 216 8,4 25.
- Fonte: FIBGE:1988 e BACEN: 1985/ - US$ de
