( PDF ) Criação e desvio de comércio no Mercosul: o caso do arroz em casca

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UNIVERSIDADE FEDERAL DE SANTA MARIA

CENTRO DE CIÊNCIAS SOCIAIS E HUMANAS

MESTRADO EM INTEGRAÇÃO LATINO-AMERICANA

CRIAÇÃO E DESVIO DE COMÉRCIO NO

MERCOSUL: O CASO DO ARROZ EM CASCA

DISSERTAÇÃO DE MESTRADO

Rafael Pentiado Poerschke

Santa Maria, RS, Brasil

2008

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CRIAÇÃO E DESVIO DE COMÉRCIO NO MERCOSUL:

O CASO DO ARROZ EM CASCA

por

Rafael Pentiado Poerschke

Dissertação apresentada ao Curso de Mestrado em Integração Latino-

Americana, da Universidade Federal de Santa Maria (UFSM, RS), como

requisito parcial para obtenção do grau de Mestre em Integração Latino-

Americana,

Orientador: Prof.

Dr.

Rita Inês Pauli Prieb

Santa Maria, RS, Brasil

2008

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________________________________________________________________

Todos os direitos autorais reservados a Rafael Pentiado Poerschke. A

reprodução de partes ou do todo deste trabalho só poderá ser feita com

autorização por escrito do autor.

Endereço: Rua Venâncio Aires, n.920/502, Bairro Centro, Santa Maria, RS,

97010-000

Fone (0xx)55 32221077; End. Eletr:

[email protected].br

Universidade Federal de Santa Maria

Centro de Ciências Sociais e Humanas

Mestrado em Integração Latino-Americana

A Comissão Examinadora, abaixo assinada,

aprova a Dissertação de Mestrado

CRIAÇÃO E DESVIO DE COMÉRCIO NO MERCOSUL: O CASO DO

ARROZ EM CASCA

elaborada por

Rafael Pentiado Poerschke

como requisito parcial para a obtenção do grau de

Mestre em Integração Latino-Americana,

COMISSÃO EXAMINADORA:

Rita Inês Pauli Prieb, Prof.

Dr.

(UFSM)

(Presidente/Orientador)

Adayr da Silva Ilha, Prof. Dr. (UFSM)

Sérgio Marley Modesto Monteiro, Prof. Dr. (UFRGS)

Santa Maria, 15 de agosto de 2008.

Aos meus pais,

e todos que contribuíram para o desenvolvimento deste trabalho;

DEDICO.

AGRADECIMENTOS

Agradeço àqueles que me apoiaram na difícil caminhada que foi escrever um trabalho

com este teor. Dificultado, em parte, pela minha mudança e adaptação ao novo lar, Porto

Alegre. Não houve, entretanto, um só dia sem uma linha para conseguir atingir a meta.

Para realização deste agradeço aos meus pais, Maria de Fátima Pentiado Poerschke e

Paulo Renato Cardoso Poerschke, que mais uma vez, com auxílio e compreensão

contribuíram para que este trabalho se concretizasse. Agradeço pelo carinho, dedicação e o

constante incentivo para continuar estudando e ao apoio para poder levar a vida em uma

cidade estranha.

À minha amiga, orientadora e Professora Doutora Rita Inês Pauli Prieb, por não ter

poupado esforços para contribuir na realização deste e ter aceitado dar continuidade na

orientação iniciada na graduação.

Ao Professor Doutor e co-orientador Clailton Ataíde de Freitas pela amizade e a total

atenção dedicada na construção deste, para que o resultado final fosse o melhor possível.

Ao Professor Doutor Sérgio Marley Modesto Monteiro pelo acolhimento enquanto e

durante freqüentei suas aulas nas dependências da Universidade Federal do Rio Grande do Sul

(UFRGS).

Não poderia deixar de agradecer também a Maristela Ribas, pela amizade, atenção e

sua constante disponibilidade para solucionar problemas burocráticos surgidos durante o

curso.

Agradecimento especial ao pesquisador Honório Kume do Instituto de Pesquisa

Econômica Aplicada (IPEA) pelas conversas informais que possibilitaram a realização da

presente dissertação, assim como, elevou o nível da discussão do problema proposto.

Aos técnicos do Instituto Rio Grandense do Arroz (IRGA), Camilo Feliciano Oliveira,

Tiago Sarmento Barata e Victor Hugo Kayser que não pouparam esforços quando acionados

para entrevistas extra-oficiais na busca de informação de ordem técnica e de dados acerca da

cultura do arroz no Brasil e Rio Grande do Sul (RS).

À Osmira de Fátima da Silva pelos dados cedidos e por seu excelente e fundamental

trabalho desempenhado na Empresa Brasileira de Pesquisa Agropecuária – Centro Nacional

de Pesquisa em Arroz e Feijão (Embrapa/CNPAF).

À Carolina Seeger Bortoluzzi pelo amor e companheirismo durante a realização deste

trabalho e de outros que virão.

A todos os professores presentes em minha formação do curso de Mestrado, pelo

acolhimento e auxílio no decorrer de minha passagem pelo departamento.

À Universidade Federal de Santa Maria (UFSM), pela excelência do ensino público.

Enfim, aos meus verdadeiros amigos e pessoas sinceras que me cercam. À vocês que

sempre estiveram do meu lado e me agüentaram tanto nos bons e maus momentos, o meu

muito obrigado.

A vida ideal consiste em

ter bons amigos, bons livros

e uma consciência sonolenta.

(Mark Twain)

RESUMO

Dissertação de Mestrado

Mestrado em Integração Latino-Americana

Universidade Federal de Santa Maria, RS, Brasil

CRIAÇÃO E DESVIO DE COMÉRCIO NO MERCOSUL: O CASO DO

ARROZ EM CASCA

Autor: Rafael Pentiado Poerschke

Orientador: Prof.

Dr.

Rita Inês Pauli Prieb

Data e Local da Defesa: Santa Maria, 15 de agosto de 2008.

Resumo: Os Acordos Regionais de Integração permeiam a economia internacional como uma

alternativa à total liberalização dos mercados. No caso a união aduaneira imperfeita do

Mercado Comum do Sul (Mercosul) alterou a dinâmica do mercado de arroz. Nesse caso, o

Brasil ao remover as restrições ao comércio para os membros do Bloco reduziu a proteção em

uma TEC de 10%. Como efeito, a mudança nos instrumentos de política comercial, em função

da integração, geraram uma re-orientação dos fluxos de comércio no Mercosul. Com um olhar

na economia brasileira e sobre o mercado de arroz, essas alterações, pela ótica da abordagem

das uniões aduaneiras, teriam qual padrão de comportamento, sabendo que o Brasil é fiel

importador de arroz da Argentina e Uruguai – agora beneficiados pela ausência de restrição

tarifária? Segundo a abordagem Vineriana esses efeitos poderiam ser benéficos – criação de

comércio – ou prejudiciais – desvio de comércio – para o bem-estar econômico. Os efeitos,

criação e desvio de comércio, ocorridos no Mercosul foram mensurados por meio de um

modelo de equilíbrio parcial para o cereal a fim de estimar o potencial de comércio criado e

desviado. Como resultado, tem-se que no período de 1995 a 1999 se concentra o maior

potencial de comércio criado com a desgravação tarifária no Bloco. Bem como, o comércio

criado entre 1991 e 1994 superou o comércio desviado para dentro do Bloco. Sob essa ótica, a

partir da direção comércio criado, a Argentina foi país que mais se beneficiou com a remoção

das tarifas. Contudo, o comércio criado, paulatinamente, diminuiu ao longo do tempo para

ambos os membros do Mercosul. Do lado do desvio de comércio, seus valores foram mínimos

e, dessa forma, os prejuízos ao comércio com terceiros, pouco representam se comparado ao

potencial de comércio criado no interior do Bloco. Por fim, ficou claro que mediante a

alterações na tarifa, no comércio de arroz, existe um grande potencial de criação de comércio

e um real impacto sobre as importações e produção brasileira de arroz.

Palavras-chave: União Aduaneira, Mercosul, Arroz, Equilíbrio Parcial.

ABSTRACT

Dissertação de Mestrado

Mestrado de Integração Latino-Americana

Universidade Federal de Santa Maria, RS, Brasil

CRIAÇÃO E DESVIO DE COMÉRCIO NO MERCOSUL: O CASO DO

ARROZ EM CASCA

(TRADE CREATION AND DIVERSION IN MERCOSUL: THE CASE

OF THE ROUGH RICE)

Author: Rafael Pentiado Poerschke

Advisor: Prof.

Dr.

Rita Inês Pauli Prieb

Date and Place of defense: Santa Maria, Agost 15 of 2008.

Abstract: The Regional Integration Agreements surround the international economy as an

alternative to total liberalization of markets. Latin America was not astonished with the

resurgence of the post-cold war regionalism. Regarding the imperfect customs union

Mercosur, even when in this kind of agreement the goal is a Common External Tariff (CET)

that would stimulate the external competitiveness under the aegis of the XXIV article of the

GATT/OMC, discrimination still persists. In this case, Brazil, by removing restrictions to

commerce for the members of the Block, reduced the CET tariff to 10 %. As an effect of the

change in trade politics due to integration, a redirection in Mercosur trade flow took place.

With a glance on the Brazilian economy and the rice market, which behavioral pattern would

these alterations have, under the optics of the customs unions approach, knowing that Brazil is

a loyal rice importer from Argentina and Uruguay – now with the benefit of the absence of

tariff restriction? According to the Vinerian approach, these effects might be beneficial –

trade creation – or damaging – trade diversion – for the economical welfare. These effects to

Mercosur can be measured with a partial equilibrium model for the cereal in order to find the

potential of trade creation and diversion after the change in Brazil’s import politics. As a

result, we find that the greatest trade potential was created with the tariff reduction in the

Block, from 1995 to 1999, as well as the trade creation surpassed the trade diversion to the

Block from 1991 to 1994. Regarding the trade creation, Argentina was the more benefited

country to the removal of tariffs. Nevertheless, the trade creation has gradually diminished for

both members of the Mercosur. As consequence the Brazilian internal production has been

more competitive than the imports, even without tariff protection. Regarding trade diversion,

its values were minimal, so the damages to third party trade represent somewhat if compared

to the potential of trade creation in the Block. Finally, it was clear that the alterations of the

rough rice trade tariff allowed a great potential of trade creation and a real impact on the

Brazil importation and internal production of rice.

Keywords: Custom Union, Mercosur, partial equilibrium, rough rice.

LISTA DE FIGURAS

Figura 1 – Oferta e Demanda do bem X no país 1 (P

)..........................................................32

Figura 2 – Oferta e Demanda do bem X no país 1 (P

)..........................................................34

Figura 3 – Área cultivada de arroz no Brasil, por sistema de cultivo (1986/2007)................44

Figura 4 – Produtividade média do arroz no Brasil, por sistema de cultivo (1986/2007)......45

Figura 5 – Produção de arroz no Brasil, por sistema de cultivo (1986/2007)........................46

Figura 6 – Relaçao Percentual entre Rio Grande do Sul e Brasil: Área semeada e produção

(1980/2007) ..........................................................................................................48

Figura 7 – Evolução do consumo de arroz (base casca) e da população, em milhões no Brasil

(1980/2007) ..........................................................................................................52

Figura 8 – Balança Comercial brasileira, em mil toneladas, base casca (1960/2008) ...........54

Figura 9 – Comportamento do logaritmo da série de quantidade de arroz em casca importado

do Mercosul (LQ), Renda Real (LY), Preço Doméstico (Pd) e Preço de

Importação (LPm) – set/1991-dez/2007.............................................................110

Figura 10 – Diagrama de dispersão da série quantidade de arroz em casca importado do

Mercosul (LQ), Renda Real (LY), Preço Doméstico (Pd) e Preço de Importação

(LPm) – set/1991-dez/2007 ................................................................................111

Figura 11 – Erro e Erro em função do Erro defasado – modelo sem ajsutes........................120

Figura 12 – Erro e Erro em função do Erro defasado.............................................................122

LISTA DE TABELAS

Tabela 1 – Quadro de oferta e demanda de arroz no Paraguai (1991/2008)...........................37

Tabela 2 – Quadro de oferta e demanda de arroz na Argentina (1991/2008) .........................40

Tabela 3 – Quadro de oferta e demanda de arroz no Uruguai (1991/2008)............................42

Tabela 4 – Área plantada de arroz no Brasil – 1976/77 a 2006/07 – mil hectares..................49

Tabela 5 – Produção de arroz no Brasil – 1976/77 a 2006/07 – mil toneladas.......................50

Tabela 6 – Produtividade do arroz no Brasil – 1976/77 a 2006/07 – kg/ha............................51

Tabela 7 – Importações brasileiras de arroz em casca por origem – 1989/2008 – mil toneladas

..............................................................................................................................55

Tabela 8 – Quadro de oferta e demanda no Brasil (1991/2008)..............................................55

Tabela 9 – Relação de coeficientes sugeridos para função demanda brasileira agregada

segundo autor........................................................................................................70

Tabela 10 – Elasticidades de Longo Prazo para as Importações brasileiras (1978/1996)........73

Tabela 11 – Elasticidades de Longo Prazo para as importações brasileiras (1966/1995)........75

Tabela 12 – Tarifas Aduaneiras impostas pelo Brasil ao arroz com origem de Terceiros.......86

Tabela 13 – Comparativo entre Criação e Desvio de Comércio para o Brasil no comércio de

arroz em casca – 1991/1995 (Em mil dólares).....................................................88

Tabela 14 – Resultado da Criação de Comércio para o Brasil no comércio de arroz em casca –

1991/2007 (Em mil dólares)

.................................................................................90

Tabela 15 – Resultado da Criação de Comércio para o Brasil de arroz em casca por membros

do Mercosul – 1991/2007 (Em mil dólares).........................................................94

Tabela 16 – Resultado para os testes de raiz unitária (ADF) .................................................114

Tabela 17 – Ordem de Integração das variáveis utilizadas no modelo ..................................115

Tabela 18 – Resultado para o teste de co-integração de Johansen.........................................116

Tabela 19 – Matriz de correlação entre as variáveis utilizadas..............................................117

Tabela 20 – Resultado para o teste de White (p)....................................................................120

Tabela 21 – Resultado para os testes de significância dos parâmetros e regressão................121

LISTA DE QUADROS

Quadro 1 – Equação utilizada para a elasticidade-preço de importação..................................87

Quadro 2 – Correlograma de LQ............................................................................................112

Quadro 3 – Resultados para o teste Jarque-Bera para normalidade dos resíduos ..................121

LISTA DE ANEXOS

ANEXO A – Histograma da série de Quantidade de arroz em casca importado do Mercosul

(LQ), Renda Real (LY), Preço Doméstico (LPd) e Preço de Importação (LPm) –

set/1991 até dez/2007. ......................................................................................128

ANEXO B – Correlograma da Renda Real (LY), Preço Doméstico (LPd) e Preço de

Importação (LPm).............................................................................................129

ANEXO C – Teste ADF da série de quantidade importada (LQ)..........................................131

ANEXO D – Teste PP da série de quantidade importada (LQ) .............................................134

ANEXO E – Teste ADF da série de Renda Real acumulada (LY).........................................137

ANEXO F – Teste PP da série de Renda Real acumulada (LY).............................................140

ANEXO G – Teste ADF da série de Renda Real acumulada na primeira diferença (DLY) ..143

ANEXO H – Teste ADF da série de preços domésticos (LPd)..............................................146

ANEXO I – Teste PP da série de preços domésticos (LPd)...................................................149

ANEXO J – Teste ADF da série de preços de importação (LPm). ........................................152

ANEXO K – Teste PP da série de preços de importação (LPm)............................................155

ANEXO L – Teste ADF da série de quantidade importada na primeira diferença (DLQ) ....158

ANEXO M – Teste ADF da série de Renda Real acumulada na segunda diferença (D2LQ)159

ANEXO N – Teste ADF da série de preços na primeira diferença (DLPd)...........................160

ANEXO O – Teste ADF da série de preços de importação na primeira diferença (DLPm).161

ANEXO P – Teste de Johansen para co-integração das variáveis utilizadas na equação de

demanda

............................................................................................................162

ANEXO Q – Teste de Breusch-Godfrey para presença de autocorrelação dos resíduos.......165

ANEXO R – Teste de White para presença de heteroscedasticidade.....................................166

ANEXO S – Teste de White com termos cruzados para presença de heteroscedasticidade..167

ANEXO T – Saída do modelo utilizado para estimar a elasticidade-preço do arroz em casca

do Mercosul – corrigidos as violações de homocedasticidade e ausência de

autocorrelação...................................................................................................168

LISTA DE ABREVIATURAS E SIGLAS

ACA –

Associacíon del Arroz en Uruguai

ACP – Acordo Comercial Parcial

ACPA –

Asociacíon Correntina de Plantadores de Arroz

ADF – Teste de Dickey-Fuller Aumentado

ALADI – Associação Latino-Americana de Integração

ALALC – Associação Latino-Americana de Livre Comércio

ALCA – Área de Livre Comércio das Américas

ALCs – Áreas de Livre Comércio

AR – Autocorrelação

ARIs – Acordos Regionais de Integração

BCB – Banco Central do Brasil

BLS –

Bureau of Labor Statistics

BLUE –

Best Linear Unbiased Estimator

CAN – Comunidade Andina de Nações

CAMEX – Câmara de Comércio Exterior

CARICOM – Comunidade e Mercado Comum do Caribe

CC – Criação de Comércio

CE – Comunidade Européia

CM –

Common Market

CMC – Conselho do Mercado Comum

CONAB – Companhia Nacional de Abastecimento

CU –

Customs Union

DC – Desvio de Comércio

DIEA –

Direcion Integrada de Estadísticas Agropecuarias

ECLAC –

Economic Commision for Latin America and the Caribean

Embrapa – Embrapa Empresa Brasileira de Pesquisa e Agropecuária

EUA – Estados Unidos da Amércia

FAS –

Foreign Agricultural Service

FAO –

Food and Agriculture Organization

FTAs –

Free Trade Agreements

GATT –

General Agreement on Tariffs and Trade

GMA –

Associacion e Industria de Molinos Arroceros

IBGE – Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística

IED – Investimento Externo Direto

IIC – Índice de Intensidade de Comércio

INDEC –

Instituto Nacional de Estadísticas y Censos de la Republica Argentina

IRGA – Instituto Rio Grandense do Arroz

IOR – Índice de Orientação Regional

IPEA – Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada

IVCR – Índice de Vantagens Comparativas Reveladas

MC – Mercado Comum

MCCA – Mercado Comum na América Central

MCE – Mecanismo de Correção de Erros

MDIC – Ministério do Desenvolvimento, Indústria e Comércio Exterior

MFN – Nação Mais Favorecida (Cláusula)

MQO – Mínimos Quadrados Ordinários

NBM – Nomenclatura Brasileira de Mercadorias

NCM – Nomenclatura Comum do Mercosul

PA – Pacto Andino

PTA –

Partial Trade Agreement

PIB – Produto Interno Bruto

PICE – Programa de Integração e Cooperação Econômica

POF – Pesquisa de Orçamento Familiar

PP – Phillips-Perron

PPI – Producer Price Index

PPP – Produtos Primários e Pesca

RTAs –

Regional Trade Agreements

SAGPyA –

Secretaria de Agricultura, Ganadería, Pesca y Alimentos da Republica da

Argnetina

SECEX – Sistema Aliceweb da Secretária de Comércio Exterior do Brasil

SH – Sistema Harmonizado

SMART –

Software for Trade Analsys and Restrictions Trade

SRF – Secretaria da Receita Federal

TA – Tratado de Assunção

TCR – Taxa de Câmbio Real

TEC – Tarifa Externa Comum

TPSM –

Trade Plicy Simulation Model

UA – União Aduaneira

UNCTAD –

United Nations Conference on Trade and Development

UE – União Européia

USDA –

United States Departement of Agriculture

VAB – Valor Agregado Bruto

WB –

The World Bank

WTO –

World Trade Organization

SUMÁRIO

1 INTRODUÇÃO.....................................................................................................................19

1.1 Objetivos ............................................................................................................................20

1.1.1Objetivo geral...................................................................................................................20

1.1.2 Objetivos específicos.......................................................................................................20

1.2 Justificativa.........................................................................................................................21

1.3 Estrutura do trabalho ..........................................................................................................21

2 MERCOSUL: PARA ALÉM DE UMA ÁREA DE LIVRE COMÉRCIO ..........................22

2.1 Integração Regional na América Latina.............................................................................22

2.2 Mercosul: União Aduaneira Imperfeita..............................................................................26

2.3 Marco Teórico: a abordagem Vineriana da União Aduaneira............................................30

3 A PRODUÇÃO DE ARROZ NO ÂMBITO DO MERCOSUL ...........................................35

3.1 Argentina, Paraguai e Uruguai: potenciais exportadores no Mercosul..............................35

3.1.1 O Paraguai: menor player do Mercosul...........................................................................36

3.1.2 A Argentina: terceira maior produção do Bloco. ............................................................37

3.1.3 O Uruguai: excelência na produção de arroz no Mercosul .............................................40

3.2 O Brasil: maior produtor e consumidor do Mercosul.........................................................42

3.2.1 A evolução da produção, produtividade e da área de arroz brasileira.............................43

4 ASPECTOS METODOLÓGICOS........................................................................................57

4.1 Referencial Metodológico..................................................................................................57

4.1.1 Fundamentos matemáticos e teóricos do modelo de Equilíbrio Parcial: a abordagem das

elasticidades..............................................................................................................................57

4.1.2 As estimações das funções demanda de importação brasileira.......................................62

4.1.3 Elasticidades de Armington para o Brasil.......................................................................70

4.1.4 Modelos de Equilíbrio Parcial: aplicações aos fluxos brasileiros de comércio...............72

4.2 Metodologia e fonte de dados.............................................................................................78

4.2.1 Modelo SMART de Criação e Desvio de Comércio.......................................................78

4.2.2 Cálculo da Criação de Comércio.....................................................................................79

4.2.3 Cálculo do Desvio de Comércio......................................................................................83

4.2.4 Fonte e base dos dados....................................................................................................84

5 ANÁLISE E DISCUSSÃO DOS RESULTADOS ...............................................................87

5.1 Criação e Desvio de Comércio no Mercosul:o caso do arroz em casca.............................87

5.2 Criação de Comércio : a formação do Mercosul no Mercado brasileiro de arroz..............89

6 CONCLUSÕES.....................................................................................................................95

REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS.....................................................................................97

APÊNDICE ............................................................................................................................108

APÊNDICE A – Descrição da abordagem econométrica do modelo utilizado.....................109

APÊNDICE B – Descrição algébrica do modelo utilizado....................................................123

ANEXO..................................................................................................................................127

1 INTRODUÇÃO

O aumento considerável de acordos de integração regional entre países está

influenciando as economias nacionais e o inter-relacionamento entre os países próximos

geograficamente. Essa integração vem ocorrendo em duas vias: uma multilateral e outra

regional. Um dos objetivos principais de uma integração, mesmo que regional, consiste na

criação de mercados maiores e mais competitivos, ou seja, almeja um aumento do bem-estar e

eficiência econômica dos países inseridos no processo.

O Tratado de Assunção (TA), em março de 1991, se apresenta como um marco da

integração no Cone Sul, estabelecendo as bases para um mercado comum entre Argentina,

Brasil, Paraguai e Uruguai, que se traduziu em janeiro de 1995 na união aduaneira do

Mercado Comum do Sul (Mercosul). Posterior ao processo de integração, verifica-se no

agregado de mercadorias, um notável crescimento do fluxo comercial do Brasil com o

Mercosul. Tendo se destacado a Argentina como principal parceiro comercial brasileiro

intrabloco.

Atualmente, os países membros do Mercosul em meio a avanços, também, têm

enfrentado divergências internas que resultam numa certa paralisação no processo de

integração, sendo essas na maioria unilaterais, enleadas de interesses, algumas vezes,

protecionistas e/ou privados não integracionistas. O setor agropecuário brasileiro, por ser

apontado como sensível quanto à competitividade acarretava forte risco, principalmente para

as culturas do Sul, como a do arroz e trigo, por exemplo. Então, a supressão das barreiras

tarifárias equivale, sem dúvida, a falar de prudência. A crítica, por parte de produtores e

associações, ressalta que o arroz do Mercosul tomou uma grande parcela de mercado dos

produtores brasileiros – em função da competitividade superior desses produtores.

Sob a ótica Vineriana das uniões aduaneiras, é possível verificar os efeitos da criação

de uma união aduaneira entre Estados. Pela abordagem Vineriana, os efeitos estáticos na

economia de acordos deste tipo são divididos entre criação e desvio de comércio. O primeiro

efeito ocorre quando os países signatários do Tratado de Assunção passaram a ter acesso a

produtos mais baratos produzidos por membros do Bloco, trazendo um efeito de aumento de

bem-estar. O segundo efeito decorre da substituição de importações de terceiros por

importações dos membros do Bloco. Esse deslocamento artificial do comércio está

relacionado a perda de bem-estar e eficiência.

Tais efeitos foram previstos e a atual situação do setor arrozeiro é simplesmente efeito

da união aduaneira e, pode-se depreender que era plausível em função de o Brasil ser um

importador líquido do arroz no Mercosul, mas seu tratamento parece instável pelos Governos

e por alguns produtores. Pois, no caso da ação cautelar impetrada por associações de

arrozeiros e tratoraços, talvez causassem conseqüências mais graves do que tentaram evitar.

Nesse sentido, é factível que parte da produção doméstica, anteriormente protegida e

teoricamente de menor eficiência, fosse substituída por outras fontes mais eficientes, do

interior do próprio Bloco e de terceiros. O resultado da supressão tarifária foi refletido na

queda do preço do arroz nas prateleiras de supermercados e maior pressão ao preço pago ao

produtor brasileiro.

1.1 Objetivos

1.1.1 Objetivo geral

Sendo assim, o presente trabalho, sob a ótica brasileira, se propõe a responder “em

que medida, ou ainda, quais foram os efeitos de criação e desvio de comércio para o arroz em

casca com a formação do Mercosul”? Dessa forma, esta resposta servirá de parâmetro para

avaliar os impactos estáticos da união aduaneira sobre o mercado de arroz no Mercosul por

meio da abordagem Vineriana e, também, como alicerce para estimar a influência de novas

alterações da atual TEC do arroz em casca para o Brasil.

1.1.2 Objetivos específicos

a) Verificar a magnitude dos efeitos criação e desvio de comércio a partir das importações

brasileiras de arroz em casca no período de transição para a TEC (1991-1994);

b) Identificar o ápice do potencial da criação de comércio e o país do Mercosul que mais se

beneficiou com o Tratado de Assunção;

c) O potencial de comércio criado entre 1991 e 2007 com a isenção tarifária para o arroz do

Mercosul;

d) Apresentar conclusões e sugestões acerca do estudo proposto.

1.2 Justificativa

Tendo por base a discussão acerca dos efeitos estáticos gerados pela formação do

Mercosul no mercado de arroz, sob a ótica brasileira, é necessário que se desmitifique a idéia

muitas vezes aceita, de que a integração só trouxe reflexos negativos para a produção

brasileira e, possivelmente, para o bem-estar econômico. O Brasil, por ser um país que não é

auto-suficiente em arroz depende das importações de arroz de outros países. A supressão

tarifária sobre os membros do Bloco e a imposição de uma TEC para terceiros pressionaram o

preço interno do arroz brasileiro. Isso afetou diretamente o produtor e, em diversos momentos

aludiu que o motivo dessa situação fosse a formação do Mercosul. Nesse sentido, é preciso

verificar a magnitude da criação e desvio de comércio além de apontar o maior beneficiado

com a supressão tarifária e ainda mapear a evolução da criação de comércio nesses 17 anos de

Mercosul.

1.3 Estrutura do trabalho

O presente trabalho está dividido em seis capítulos, sendo o primeiro esta introdução

ao problema, seguido de um marco teórico sobre a integração econômica e o Mercosul. Um

terceiro e quarto que versam sobre o mercado de arroz no Mercosul e a revisão de literatura

do modelo de equilíbrio parcial, os pormenores da metodologia e fonte de dados utilizada para

atingir os resultados propostos. Por fim, inferir sobre os resultados no quinto capítulo e

culminar com a conclusão do estudo proposto.

2 MERCOSUL: PARA ALÉM DE UMA ÁREA DE LIVRE COMÉRCIO

Em torno de 380 Acordos Regionais de Integração

(ARIs) foram notificados ao

GATT/WTO

até julho de 2007. Desses, cerca de 205 estão ainda em funcionamento e pelo

menos 90% são Áreas de Livre Comércio

(ALCs) e os 10% restantes evoluíram para uma

etapa de união aduaneira

(UA). A América concentra quatro desses em condição de UA. O

presente capítulo aborda dos ancestrais do Mercado Comum do Sul (Mercosul) a discussão de

sua atual UA sob uma ótica Vineriana por seus efeitos estáticos sobre o bem-estar econômico.

2.1 Integração Regional na América Latina

A complexidade das questões políticas por trás das relações econômicas no âmbito da

Integração Regional do Mercosul levou ao descrédito os primeiros acordos da década de 1960

ao mesmo tempo em que expuseram o desejo perseguido nos Governos Latinos pela

Integração. A cristalização desse ensejo se deu com maior intensidade após um processo de

(re)democratização e maior abertura comercial. Dessa forma, as tentativas de integração na

América Latina são partes de uma história, com presente e futuro.

A raiz dessa quase utópica integração latina, poderia ter sido deflagrada a partir da

tentativa falha do líder revolucionário Simon Bolívar no ano de 1826 no ensaio de prover a

integração continental da América em meio ao Congresso do Panamá

. Contudo, como sua

Usualmente na literatura esses acordos são tratados pelo termo em inglês como Regional Trade Agreements

(RTAs).

O Acordo Geral de Tarifas ou no idioma que dá origem a sigla, General Agreement on Tariffs and Trade

(GATT), foi estabelecido em 1947 como incentivo a uma total ou maior liberalização comercial. Está atualmente

inserido nas bases da World Trade Organization (WTO) que passou a funcionar em 1995. Sobre esse avanço da

liberalização, Baldwin (2006) salienta que os níveis de proteção em 1960 fossem ainda elevados, esses eram

inferiores ao período entre guerras. Segundo o autor, a média da tarifa aplicada na Europa e América do Norte

era de 18% e 15%, respectivamente, e atingiram um dígito apenas na década de 1970.

Também chamados de Free Trade Agreements (FTAs).

Também chamadas de Customs Union (CU).

Foi um congresso idealizado por Simon Bolívar no intento de articular uma confederação hispano-americana.

Compareceram ao congresso os representantes do México, Peru e Grã-Colômbia em que acordaram mais uma

aliança militar – contra intervenção política e econômica em território Latino da Espanha – do que a própria

integração. Curiosamente, Bolívar é constantemente lembrado por Hugo Chávez (1999- ) atualmente como

sendo um herói integrador e socialista em meio a sua Revolução Bolivariana. É importante lembrar que “Bolívar

era um aristocrata Venezuelano que herdou terras e minas. Era um homem da elite, leitor de Adam Smith [...] um

idéia não avançou, é mais sensato pensar no Pacto do ABC

. O ABC foi celebrado em maio

de 1915 e aproximou os Governos de Argentina, Brasil e Chile para uma cooperação exterior

envolto a um cenário de busca pela hegemonia no Cone Sul.

Mais tarde, no início dos anos 1950, sob os Governos de Juan Domingo Perón (1946-

1955/1973-1974) na Argentina e Getúlio Vargas (1930-1945/1951-1954) no Brasil, agora

pós-Segunda Guerra, dividiram a idéia de que o futuro dos povos latinos dependeria da

magnitude de suas reservas de alimentos e matérias-primas. A alternativa seria um novo ABC

cujo restante da América Latina deveria gravitar em torno do eixo Argentina-Brasil-Chile. O

projeto vislumbrado por Perón que reuniria as vontades de Brasil e Argentina foi frustrado

pela Associação Latino-Americana de Livre Comércio (ALALC). Assim, é seguro afirmar

que as iniciativas latino-americanas anteriores ao avanço da segunda onda de globalização

não lograram frutos consideráveis para a liberalização comercial. Os avanços significativos só

foram verificados ao longo da década de 1980 na América Latina após a superação da

estrutura protecionista e rompimento do modelo substitutivo de importações que vigorava nos

anos 1980 “através do relaxamento contínuo das barreiras impostas aos produtos importados,

tanto de forma unilateral como preferencial” (PORTUGAL E AZEVEDO, 2000, p. 153). Em

um esforço os países latinos superaram o velho regionalismo

acelerando o processo no

período pós-guerra fria como resultado da multilateralização – mesmo que ainda com

discriminação.

Em 1960, foi criada a ALALC, com o objetivo de diminuir a proteção tarifária e

formar uma área de livre comércio em um prazo de 12 anos (SEITENFUS, 2005, p. 279). Seu

propósito principal era alargar os mercados e obter ganhos de escala para viabilizar o processo

de substituições de importação vigentes nos países. Fatores como a ausência de

constrangimento, um prazo pretensioso, uma grande heterogeneidade das partes, constante

economista liberal que libertou seus próprios escravos [...] um político conservador, pois, acreditava que as

novas repúblicas precisavam de governos fortes (TIME, 2008)”.

Para uma discussão mais apurada desse momento da história ver Cervo e Rapoport (1998) e Reckziegel (2004).

Baldwin e Martin (1999) chamam a atenção para as diferenças e similaridades entre as duas ondas de

globalização – a primeira onda entre 1870-1914 e a segunda iniciada a partir de 1960 –, pois, essas “duas ondas

são superficialmente similares mas fundamentalmente diferentes” diante do novo contexto pós-grande guerra.

Sobre globalização econômica e suas ondas ver Chesnais (1996), Hirst e Thompson (1998), Baldwin e Martin

(1999), Ianni (2006).

Para uma discussão maior sobre as características do primeiro e segundo impulso ao regionalismo, ou velho e

novo regionalismo, ver Ethier (1998), Bhagwati (1993), Sabbatini (2001) e Winters (2001). Ainda, nesses artigos

a discussão se estende ao modelo de regionalismo – aberto ou fechado – e os motivos do sucesso das iniciativas

second best em contrapartida a via multilateral sob a égide do artigo XXIV do GATT/OMC – o qual contraria a

MFN.

violação nas cláusulas de Nação Mais Favorecida

(MFN) e o antagônico objetivo que

mesclava liberdade comercial e protecionismo do modelo de substituição de importações,

traduziram-se na relutância dos governos em fazer concessões. Esse conjunto multifacetado

de fatores e conjuntura levou à substituição da ALALC em 1980. Schaposnick (1997, p. 186)

também atribui o fracasso da extinta ALALC à falta de vontade de mudança. Pois, segundo o

autor não apresentava vantagens concretas e possuía prazos demasiadamente curtos para

harmonizar tamanha heterogeneidade das economias que ali se envolveram.

Outros acordos foram também assinados nessa década e muitos desses precederam o

Mercosul. Em 1960, El Salvador, Guatemala, Nicarágua e Honduras pretendiam criar um

Mercado Comum na América Central

(MCCA). Em 20 de maio de 1969, através do Acordo

de Cartagena: Bolívia, Colômbia, Equador e Peru visavam formar, também, uma união

aduaneira. Essa tentativa bem sucedida ficou conhecida como o Pacto Andino (PA). Em 1996

o PA deixa de ser um Pacto e passa a ser conhecido como a Comunidade Andina de Nações

(CAN). Em 1973, mais ao caribe, através do Tratado de Chaguaramas, atualmente une 14

países

do Caribe em uma união aduaneira imperfeita que é reconhecida como a Comunidade

e Mercado Comum do Caribe (CARICOM).

Depois de intensas relações diplomáticas entre os Governos de Brasil e Argentina, foi

somente em 1980, que o General Jorge Rafael Videla (1976-1981) – presidente da Argentina

– e General João Batista Figueiredo no Brasil (1979-1985) encontraram-se e sepultaram

qualquer hipótese de conflito no Cone Sul – motivados por avanço no comércio e cooperação

em energia e também na indústria bélica. No ano de 1980, a ALALC deu lugar à Associação

Latino-Americana de Integração

A Cláusula da Nação mais Favorecida estabelece que qualquer dos Estados Membros se compromete a

estender automaticamente aos demais Estados do Tratado, qualquer vantagem, favor, franquia, imunidade ou

privilégio que conceda a um produto originário ou destinado a terceiros. Tem por finalidade eliminar qualquer

discriminação entre os membros.

Foi criado em 13 de dezembro de 1960 a partir do Tratado de Manágua que acordaram uma união aduaneira

que deveria funcionar dentro de cinco anos da assinatura do Tratado. Após vários protocolos, o MCCA

permanece na condição de união aduaneira imperfeita. Em julho de 1962 a Costa Rica aderiu ao tratado.

É outro complexo processo de integração Latino com diversas mudanças ao longo de sua história que também

possui uma Tarifa Externa Comum (TEC). Entre as principais mudanças, está a saída do Chile em 1976 sob a

presidência de Augusto Pinochet (1973-1990) e da Venezuela em 2006, sob o Governo de Hugo Chávez para se

incorporar ao Mercosul. Também, vale ressaltar os estritos laços com o Mercosul, cuja CAN tem como

associados todos os membros desse. Ainda, o Chile que retornou a condição de sócio em setembro de 2006.

Antígua e Barbuda, Bahamas, Barbados, Belize, República Dominicana, Granada, Guianas, Haiti, Jamaica,

Montserrat, San Cristoban e Nevis, San Vicente e Granadinas, Santa Lúcia, Suriname, Trinidad e Tobago.

A ALADI foi criada em 12 de agosto de 1980 pelo Tratado de Montevidéu. Tem como membros: Argentina,

Bolívia, Brasil, Chile, Colômbia, Cuba (1999), Equador, México, Paraguai, Peru, Uruguai e Venezuela. A

ALADI tem como objetivo expandir a integração da região a fim de garantir seu desenvolvimento econômico e

social.

Esse novo acordo, em vigência até hoje, assumiu uma posição bem mais flexível que o

anterior, uma vez que não estabelecia prazos nem mecanismos para eliminar as barreiras ao

comércio. Segundo Seitenfus (2005, p. 280) a ALADI recolhe os ensinamentos da Associação

anterior e propõe uma pauta modesta, porém objetiva e pragmática. Tem como cerne de sua

criação a idéia de incentivar acordos preferenciais entre os membros, que se ampliariam até

formar uma única área comercial. Dessa forma os signatários pretendem “como objetivo de

longo prazo o estabelecimento, em forma gradual e progressiva de um mercado comum

latino-americano” (art. 1º). Para alcançar tal fim nenhuma data limite foi fixada.

A partir de 1979, os países do Cone Sul começaram a intensificar suas relações

diplomáticas. Nesse mesmo ano, foi assinado o Acordo Tripartite entre Paraguai, Argentina e

Brasil para solucionar problemas estratégicos oriundos dos recursos hídricos fronteiriços –

demonstrando a rivalidade tão profunda como difusa entre esses. Assim, esse acordo evoluiu

para o Programa de Integração e Cooperação Econômica (PICE) entre Brasil e Argentina.

Somente em 1988, os dois países assinam um Tratado que previa a integração, cooperação e

desenvolvimento, com a pretensão de criar um mercado comum em 10 anos. Porém três anos

mais tarde, um acordo mais abrangente viria em substituição a esse.

Segundo Cervo e Rapoport (1988, p. 318-330) o relacionamento mais intenso na parte

comercial foi vivido ao longo dos Governos dos presidentes José Sarney (1985-1990) e Raul

Alfonsín (1983-1989). O Tratado de Integração, Cooperação e Desenvolvimento

celebrado

em 1988 à sombra da ALADI, entre Brasil e Argentina, previa a formação de um mercado

comum entre os dois países dentro de um prazo de 10 anos. A Ata de Buenos Aires, de 1990,

adaptou os objetivos propostos no Tratado de 1988 às políticas de abertura econômica e

reforma aduaneira defendida por Carlos Saúl Ménem (1989-1999) e Fernando Collor de

Mello (1990-1992) reduzindo prazo para alcançar um mercado comum para dezembro de

1994. Vendo a aceleração do processo de integração entre Brasil e Argentina, Uruguai e

Paraguai prevendo a perda de preferência nesses mercados, foram levados a somar esforços

para a construção de um espaço econômico comum entre os países da Bacia do Prata.

Na América Latina os anos 1990 são sinônimos de ajustes profundos nas estruturas do

Estado e mercados. O aparelho estatal “[...] é levado a reorganizar-se ou ‘modernizar-se’

segundo exigências do funcionamento mundial dos mercados, dos fluxos de fatores de

produção, das alianças estratégicas” (IANNI, 2006, p. 59). Foram transformações que

Essa aproximação incipiente foi advinda pelo Tratado de Integração, Cooperação e Desenvolvimento, assinado

em 29 de novembro de 1988 entre os governos do Brasil e Argentina. Além do objetivo de constituir um espaço

econômico comum por meio da liberalização integral do comércio recíproco, previa a eliminação de todos os

obstáculos tarifários e não-tarifários ao comércio de bens e serviços.

promoveram uma maior abertura comercial, reformas fiscais e privatizações. A liberalização

precoce chilena se estendeu a todo continente. As tarifas alfandegárias médias decaíram dos

41,6% da década de 1980, levando-se em conta a tendência a acordos comerciais como o

Mercosul e o Pacto Andino que acentuaram esta tendência (DABÈNE, 2003, p. 280). Para o

Brasil esse resultado foi mais agudo entre 1991/93 que caíram para 13,5% e 11,2% em 1994

(ABREU, 2004, p. 7).

Com o término da Segunda Guerra e a superação da mentalidade e condução de

políticas protecionistas os países da América Latina estão tornando unívocos seus interesses

econômicos. Tanto nos Andes como no Cone Sul os países lançaram-se em um esforço de

cooperação política e econômica que se cristalizou em diversos acordos: Comunidade Andina;

Mercado Comum Centro-Americano; Mercado Comum do Caribe; e, no atual Mercado

Comum do Sul.

2.2 Mercosul: União Aduaneira Imperfeita

O ecumenismo entre os países do Cone Sul ocorre concomitante ao retorno dos

Governos Civis no Brasil e Argentina. O Mercado Comum do Sul foi criado em meio a

princípios comuns que contemplassem a diversidade de seus quatro membros. O Bloco surgiu

a partir do Tratado de Assunção

(TA), assinado em 26 de março de 1991 pelos Presidentes

da Argentina, Brasil, Paraguai e Uruguai. O objetivo principal, como o nome já denota, era a

criação de um Mercado Comum

(MC) que vigorasse a partir de 1˚ de janeiro de 1995.

Em 17 de dezembro de 1994, com a assinatura do Protocolo de Ouro Preto, que

conferiu ao Mercosul uma personalidade legal

, a credibilidade do Bloco foi reforçada na

concretização do objetivo de imposição de uma TEC. Ademais, segundo Kume e Piani (2001)

depois de cumprida a fase de transição no período de 1991-94

, a TEC entraria em plena

O Tratado de Assunção deixa claro em seu art. 1° a constituição do Mercado Comum do Sul como uma área

de livre circulação de bens e fatores produtivos. Também, prevê o estabelecimento de uma Tarifa Externa

Comum por meio de uma política comercial comum. O estabelecimento da TEC, segundo o art. 5° prevê uma

transição de forma gradual – vide Anexo 1 do TA – para alcançar em 31 de dezembro de 1994 com uma tarifa

zero entre os membros. E ainda salienta uma forma de regionalismo aberto, ou seja, buscou uma TEC que

incentivasse a competitividade externa dos membros. Para mais discussões sobre objetivos gerais e específicos

do TA ver Ventura (2005).

Também chamado de Common Market (CM).

O Protocolo conferiu ao Mercosul uma estrutura intergovernamental em detrimento da supranacional como

encontrada na União Européia (UE).

Segundo Portugal e Azevedo (2000, p. 148-155) antes mesmo da implementação do cronograma de redução

preferencial das tarifas para o Mercosul, surgiu em maio de 1988 reduções nas tarifas médias e iniciativas de

vigência em 2006. Contudo, a convergência para uma única TEC esbarrou na Lista de

Exceções

e outras iniciativas unilaterais que perfuram a TEC, baseados em argumentos

macroeconômicos que buscam a aprovação de seus parceiros, os quais quase invariavelmente

acabam por referendar as demandas por tais medidas. Segundo crítica de Seitenfus (2004, p.

214) o Mercosul enfrenta todo tipo de problema em sua trajetória à exceção do princípio de

democracia representativa nos membros. Ainda, Ventura (2005) critica a forma spaghetti

bowl das intensas relações bilaterais, ademais, além dos membros existem muito mais sócios.

Pois, a união aduaneira

do Mercosul ao mesmo tempo confunde zonas de livre comércio

com países que têm uma união aduaneira no Pacto Andino.

A discussão mais ferrenha na imposição de uma TEC se manteve sobre os bens

duráveis ficando os produtos agropecuários em segundo plano na discussão sobre a tarifa

ser aplicada. Conforme David e Nonnenberg (1997, p. 22-23) o Brasil por ser um importador

líquido de arroz estava sujeito ao aumento das importações provenientes da Argentina e

Uruguai com a redução das tarifas de importação. Contudo, os autores sugerem que a

produção brasileira de arroz é competitiva podendo aumentar sua produção não apenas para

substituir a importação, mas, principalmente, para tornar-se exportador. Mas, segundo

mostraram os resultados, a participação do arroz uruguaio e argentino cresceu no mercado

internacional entre 1980 e 1994, pois, as exportações desses elevaram-se mais que a média

mundial, mas também mais do que a média das exportações totais dos dois países,

representando nítida trajetória de especialização.

remoção das redundantes restrições não-tarifárias que se estendeu pelo Governo Collor. Segundo Azevedo e

Portugal (1998) as médias caíram de 51% em 1985/86 para 41% e 32,2% em 1988 e 1990, respectivamente. Para

um estudo mais detalhado do processo de abertura comercial brasileira e características da política brasileira de

importações para o final da década de 1980 e Plano Real ver por completo Azevedo e Portugal (1998), Portugal

e Azevedo (2000), Markwald (2001) e Abreu (2004).

Por decisão do Conselho de Mercado Comum (CMC) foi alongada essa convergência (Decisão CMC Nº.

59/07). O CMC estabeleceu um máximo de 100 itens executados para a Argentina e Brasil, 225 para o Uruguai e

649 para o Paraguai. A convergência deve seguir um programa gradual previsto para durar até 2015 no Uruguai

e Paraguai e 2010 para Argentina e Brasil, dessa forma, a UA no Mercosul pode ser taxada de “imperfeita” até

que se finalize a transição. Para os pormenores da convergência, as informações estão disponível na página do

Mercosul e sumariamente listados pela Decisão CMC Nº. 59/07. Uma outra discussão do processo de

convergência da TEC no Mercosul é recomendada em Olarreaga, Soloaga e Winters (1999), Kume e Piani

(2001, 2003a, 2003b) e Azevedo (2004).

Entende-se por união aduaneira a substituição num único território aduaneiro de dois ou mais territórios

aduaneiros, quando esta substituição tem por conseqüência: i) eliminar os direitos aduaneiros e as outras

regulamentações comerciais restritivas para o fluxo essencial das trocas comerciais entre territórios constitutivos

da união [...] e ii) que os países membros apliquem substancialmente os mesmos direitos aduaneiros e outros

regulamentos ao comércio com territórios não participantes GATT (p. III, art. XXIV).

Segundo Krugman e Obstfeld (2005, p. 139-141) a tarifa é o mais simples instrumento de política comercial

utilizado para proteger algum setor/produto internamente. Por definição, é um imposto cobrado sobre um bem

importado. No caso, a TEC do Mercosul é versão ad-valorem, ou seja, uma fração do valor dos bens importados.

Inúmeras são as críticas ao Mercosul, contudo, em sua curta jornada de história em

muito já se avançou, mas, há ainda um longo caminho a ser percorrido, tomando como

paradigma a União Européia. Atualmente, está caracterizado com um esquema de integração

“raso

”, por esse motivo, o Mercosul ainda é um processo de imersão e constante

experimentação.

No cerne da maioria dos acordos de Integração listados na WTO repousa a busca pela

alteração – maximização – do bem-estar público. Mas tais alterações em conseqüência de uma

integração são de difícil determinação a priori, contudo, por trás de um projeto bem sucedido

existe um conjunto de condições. A convergência de políticas macroeconômicas, mesmo que

em um ritmo de ajustamento diferente derivado das assimetrias de ordem política, fiscal e

social, denotava as aspirações liberais que afloravam no Cone Sul. Num estágio mais

acelerado, na Argentina e Brasil, são de fato concomitantes e serviram como propulsor e de

alicerce na formação do Bloco. De um modelo endógeno de desenvolvimento esses países

buscaram e ainda continuam perseguindo, um ajustamento/estabilização macroeconômica

para consolidar políticas de abertura comercial e apagar definitivamente as dificuldades das

décadas anteriores.

Dessa forma, entende-se “que o objetivo fundamental da atividade econômica é um

aumento do bem-estar” (BALASSA, 1961, p. 24). A criação do Mercosul tem como objetivo

primeiro a supressão de barreiras tarifárias e não-tarifárias denotando o caráter econômico

preponderante da integração entre Brasil e Argentina, seguido do Uruguai, Paraguai e

Venezuela

. Tal desobstrução corrobora com o ideal de livre comércio entre os Estados

membros e tende a proporcionar mercados maiores e mais eficientes, ou seja, aumentando a

produtividade dos fatores e preços menores pela criação de comércio (MACHADO, 2000, p.

20).

Algumas medidas verificadas foram comuns e quase concomitantes nos países

membros do Mercosul, como: privatizações e atração de Investimento Externo Direto (IED),

gradual desregulamentação e abertura comercial e o combate à hiperinflação – que levou a

sobrevalorização das moedas no Brasil (julho 1994) e Argentina (março de 1991). No entanto,

“subsistem numerosas e fortes assimetrias” em relação ao processo de convergência das

Em inglês, Shallow, como empregado por Baldwin (1997) o que significa que o Mercosul é assim classificado

por não envolver supragovernabilidade e manter a condução das decisões do Mercado Comum em âmbito

intergovernamental. Para maior discussão sobre Deep and Shallow integration schemes ver Baldwin (1997).

Quanto à discussão mais apurada sobre supranacionalidade e Blocos de cooperação ver Ianni (1999), Ferrajoli

(2002) e Ventura (2005).

Para a inclusão da Venezuela como Membro pleno do Mercosul é necessário ainda o reconhecimentos dos

parlamentos do Paraguai e Brasil.

políticas cambiais, fiscais, monetárias entre outras (CHALOULT E HILLCOAT, 1996, p.

171) em virtude da complexidade da matriz produtiva nesses países.

Para tanto, espera-se que o aumento do bem-estar econômico de algum Estado

membro em particular se não dê com base na redução do bem-estar de nenhum dos outros

membros, satisfazendo assim, a condição de Pareto ótima. Sendo assim, no caso da criação de

comércio do arroz, que aparentemente beneficiou a produção da Argentina e Uruguai,

inicialmente, não foram bem absorvidos pelos produtores brasileiros

, sobretudo, os gaúchos

responsáveis por 60% da produção brasileira (IRGA, 2008). Ao integrarem-se, os membros

esperam que esse fenômeno esteja presente em ambos os Estados, de outro lado as

economias/setores que não se apresentarem competitivas tendem a sair do mercado ou

adequar-se à realidade competitiva, outrora distorcida pela proteção tarifária.

Em uma abstração, seria como se houvesse uma reconversão do setor aproveitando-se

daquilo que ainda o torna competitivo, contudo, no caso do arroz mercosulino causou um

enorme constrangimento para o Brasil as atitudes tomadas pelos arrozeiros gaúchos, que, no

momento em que entraram com o pedido de medida cautelar não se identificaram como

cidadãos, enquanto, um processo de integração, mas, apenas observavam passivos o processo

sem se reconhecerem incluídos no mesmo. Pois, uma vez que a ação cautelar impetrada

denota que naquele momento eram avessos a tal processo por entender que a entrada de arroz

dos membros do Bloco era a principal responsável pela redução da rentabilidade do setor, ou

seja, da redução do preço pago ao produtor brasileiro. De fato, a tendência em um processo de

supressão tarifária é tornar os preços dos importados relativamente menores no mercado

interno. Nesse caso específico, o preço relativo do arroz chegava no mercado nacional em

similar patamar ao cereal brasileiro. Sem a tarifa para os Membros a tendência seria uma

equalização dos preços na direção ao mais competitivo, ou seja, do preço de exportação do

arroz Argentino e Uruguaio. Mas é um tanto confusa tal situação pois se busca um aumento

do comércio devido a desgravação tarifária, ou seja, almeja-se a criação de comércio.

Para uma discussão maior do reflexo da criação de comércio no setor e mercado de arroz brasileiro ver Ilha et

al. (2004), Einloft (2006), Poerschke e Prieb (2007) e Oliveira (2007). Sobre a repercussão internacional da

medida cautelar deferida em agravo de instrumento pela Egrégia 4ª Turma do Tribunal Regional Federal da 4ª

Região – Porto Alegre – em favor da Associação de Arrozeiros de Itaqui e outras em abril de 2000 no Rio

Grande do Sul (RS) ver Perotti (2000), Hahn (2001), Secretaría del Mercosur (2006) e Poerschke e Prieb (2007).

2.3 Marco Teórico: a abordagem Vineriana da União Aduaneira

Segundo Markwald (2001) a extinção das barreiras não-tarifárias anteriores ao

cronograma de reduções tarifárias que vigorou entre 1991 e 1994 é o ponto de inflexão entre o

regime fechado e protecionista herdado do modelo de substituição de importações e o regime

de economia mais aberta. O Tratado de Assunção foi apenas mais uma das diversas mudanças

na política de importação brasileira.

A proximidade e semelhanças no consumo entre as nações, assim como, a necessidade

de maximizar o bem-estar econômico favorece a formação de acordos regionais em diversos

graus de intensidade de integração. Dessa forma, os RTAs são tratados que discriminam

geograficamente o comércio exterior e podem ser divididos em quatro

classificações

segundo Baldwin e Venables (1995): a) uma área de livre comércio que prevê a eliminação

das barreiras ao comércio entre os membros mas preserva a autonomia das políticas

comerciais dos membros; b) a união aduaneira é um acordo que além de possuir as

características de uma ALC, os membros adotam uma TEC; c) um mercado comum que prevê

a livre circulação de fatores de produção, bens e serviços entre os membros do Bloco,

geralmente, pela complexidade do acordo é necessário que se adote uma coordenação

macroeconômica conjunta entre os membros; e, d) acordo comercial parcial

(ACP) que se

refere à situação na qual as tarifas entre os membros são reduzidas, mas não completamente

eliminadas.

Dessa forma, a integração econômica é vista como um processo de eliminação de

fronteiras – fronteiras econômicas que demarcam o mercado nacional – e barreiras de

natureza econômica entre dois ou mais países (MACHADO, 2000). As fronteiras se

apresentam como obstáculos ao livre fluxo de bens, serviços e fatores de produção entre

países. Nesse sentido, a integração econômica busca a criação de mercados maiores, tomando

como base que são mercados mais eficientes do que os menores.

A teoria que envolve a integração é definida por Machado (2000, p. 23-24) baseado em

Viner (1999) e Lipsey (1999) como o ramo da teoria da proteção que trata dos efeitos da

discriminação das barreiras alfandegárias entre países e seus impactos sobre o fluxo e o

Balassa (1964) e Machado (2000) trazem algumas classificações além das de Baldwin e Venables (1995),

contudo, a essência na ordem e origem dos processos é a mesma. Ainda, nesses autores podem ser observados

alguns argumentos estáticos e dinâmicos, a favor da integração como: utilização de economias de escala,

especialização, aproveitamento do comércio fronteiriço, eficiência industrial, incrementar a capacidade de

barganha, dentre outras.

Também chamado de Partial Trade Agreement (PTA).

padrão de comércio. Tem como objeto o estudo dos impactos da formação de uniões

aduaneiras ou mercados comuns sobre o bem-estar econômico e se restringe à discussão

desses impactos.

A contribuição de Viner (1999) foi importante, pois, demonstrou que, em determinadas

circunstâncias, a formação de áreas de livre comércio ou uniões aduaneiras não constitui

necessariamente um movimento em direção ao livre comércio. O autor propõe que a maior

conseqüência de uma UA seria a troca das fontes de oferta de bens, sendo que essa troca pode

servir para aumentar ou diminuir o bem-estar econômico. Os benefícios dependeriam da

magnitude do efeito criação de comércio (trade creation), enquanto seus custos estariam

associados à magnitude do desvio de comércio (trade diversion).

Dessa forma, quando a criação de comércio é predominante, pelo menos um dos

membros será beneficiado, talvez ambos possam se beneficiar, caracterizando o efeito

“desejável” da UA. Mas, se o desvio de comércio é o efeito predominante, terceiros serão

prejudicados pela formação da UA – a imposição da TEC beneficiaria um produtor ineficiente

interno ao Bloco à custa de terceiros que em uma situação de livre comércio seriam mais

eficientes.

Tratando de um caso de integração econômica, ou, propriamente dito, de uma união

aduaneira, a qual prevê dentre suas medidas um acordo para se chegar a alíquotas de

importação comuns para terceiros e a total remoção das barreiras internas ao comércio

intrabloco, acabam por alterar o excedente do produtor e do consumidor. Segundo Viner

(1999) uma UA além de um movimento para o livre comércio é o movimento na direção de

oferta de bens a preços menores. Dentro dessa ótica surgem específicas conseqüências. Para

ilustrar o efeito de uma tarifa sobre produto importado considere um exemplo prático, com

base nas curvas de oferta (S) e demanda (D) de um país pequeno que aplique uma tarifa

aos demais que tem como opções de comércio

. Quando dois países

assinam

um acordo comercial, sob a égide do artigo XXIV do GATT/OMC, por exemplo – está

implícita a redução da proteção comercial, e os produtos de

que antes eram penalizados

pela tarifa passam a ser vendidos a preços menores

em . Assim, se os custos de são

menores em relação a , as importações intrabloco tendem a aumentar e a gerar uma criação

de comércio (CC). A queda da tarifa implica que os consumidores irão pagar preços menores

Lipsey (1999) salienta que na formação de uma união aduaneira o preço relativo no mercado doméstico de um

bem importado varia com a remoção da tarifa, ou seja, considera também que as uniões aduaneiras podem ter

efeitos sobre o consumo.

no mercado interno, portanto, seu excedente aumentará em função da diminuição do

excedente do produtor e da arrecadação de receitas através da extinta tarifa. Por esse motivo,

segundo Viner (1999, p. 108) a CC é identificada como um elemento positivo, pois acarreta

um aumento do bem-estar econômico.

Contudo, com um terceiro país no mercado e com maior eficiência e vantagem de

custo em relação a

certamente importaria esse produto de

na situação de livre

comércio. Assim, com a assinatura de um acordo comercial entre e e a eliminação da

tarifa (T) entre ambos traria uma alteração no fluxo de importações de . Pois, após a

assinatura do mesmo, a remoção tarifária traz o produto de a um patamar de preço

inferiores que , os consumidores passarão a consumir bens produzidos em , que não é o

produtor mais eficiente, enquanto em uma situação de livre comércio importaria o mesmo

produto de . Desse modo, existe um desvio de comércio (DC), que, segundo Viner (1999,

p. 108) seria o elemento negativo da integração e não desejável. E, em sua concepção, esse

seria o efeito ineficiência ocasionando uma perda de bem-estar.

Teoricamente os conceitos de criação e desvio de comércio são vislumbrados por meio

de um diagrama de oferta e demanda. A Figura 1 mostra um gráfico que representa o mercado

do produto X em

. Em que é a oferta interna, e são as ofertas do mesmo bem

provenientes de

, respectivamente. As elasticidades das ofertas externas são assumidas

como infinitas nesse modelo hipotético.

Figura 1 – Oferta e Demanda do bem X no país 1

(

)

Inicialmente, adota uma tarifa externa WH. As ofertas de e com a tarifa

passam a ser, respectivamente,

. Como tem custos menores,

naturalmente importa de

. Admitindo uma união aduaneira entre

eliminar-

se-ão as tarifas entre os mesmos mantendo a discriminação a

. Dessa maneira, o bem X

proveniente de

passa a custar menos que o similar produzido em

, o que significa que

será a nova fonte provedora do bem X ara

. A produção de

c ara

0''O

e o

consumo aum a em

0''C

. Assim, a criação de comércio pode ser vislumbrada a partir da

redução da produção doméstica e do aumento no consumo. Se

produzisse o que i porta de

, arcaria com um custo adicional de

'''XO O Y

. Como no caso rta

'''YZO O

, a área

do triângulo XYZ representa a economia de recursos que passa

''OC

p ai p

ent

a ser feita.

Analisando o lado da demanda, estaria consumido em

. Para consumir , os

consumidores estariam dispostos a pagar . Como a despesa com importados é

, a área do triângulo RST representa um aumento do excedente do consumidor. Em

suma, o total de comércio criado é dado pela soma da área dos triângulos XYZ e RST.

0 0''C

'''RC C T

'' 'TC C S

Anterior a formação do Bloco, quando

adquiria o bem de

, o custo de importação

era dividido em duas distintas partes: o retângulo

''OC ''

NC O

, que representa o

pagamento aos importadores, e o retângulo XRMN, que representa a receita com a tarifa.

Desse modo, representa o custo de importação. Com a formação do Bloco, a

despesa passa a

''XRC O

''OC ''

SC O

. O pagamento ao país exportador aumenta em ZSMN. Essa

quantia representa o peso morto provocado pela preferência dada ao fornecedor mais custoso,

ou seja, a ineficiência causada pelo desvio de comércio.

O efeito líquido do acordo comercial pode ser avaliado através da comparação da área

total dos triângulos, que representam os efeitos de criação, com a área do retângulo, que

representa as conseqüências do desvio. Na Figura 1 é possível observar que os triângulos

somam uma área proporcionalmente maior que o retângulo. Dessa forma, a criação de

comércio prevalece e o efeito líquido do Bloco é o aumento do bem-estar e eficiência. Uma

situação contrária é mostrada na Figura 2. Conforme pode ser visto, as áreas dos triângulos

somam uma área aproximadamente menor que a área do retângulo. Assim, o desvio supera o

efeito da criação de comércio levando a uma redução de bem-estar e eficiência.

Figura 2 – Oferta e Demanda do bem X no país 1

(

)

3 A PRODUÇÃO DE ARROZ NO ÂMBITO DO MERCOSUL

O arroz exerce um importante papel no mercado agropecuário da América do Sul,

embora, os maiores produtores e exportadores estejam na Ásia. O Brasil figura como maior

produtor e consumidor de arroz da América Latina. No mercado brasileiro, Argentina e

Uruguai competem como exportadores com os Estados Unidos, mas, não com os países

asiáticos

. A partir dos anos 1990, intensificou-se a expansão da produção nesses países. O

mesmo comportamento se verifica na produção brasileira, contudo, ainda dependente das

importações de Argentina, Estados Unidos e Uruguai para prover a demanda interna. Este

capítulo apresenta os aspectos relacionados à produção de arroz nos países signatários do

Tratado de Assunção dividindo-os entre superavitários em arroz – Argentina, Paraguai e

Uruguai – e o Brasil – maior importador do Bloco. Para esses, aborda-se a evolução da cultura

de arroz, assim como, peculiaridades da cultura.

3.1 Argentina, Paraguai e Uruguai: potenciais exportadores de arroz no Mercosul

No Mercosul é latente a distinção entre exportadores e importadores de arroz.

Embora o Brasil seja o maior produtor de arroz do Bloco é, também, o maior importador e

consumidor do cereal. Contudo, os demais membros que também se dedicam a produção de

arroz não possuem um consumo elevado dessa fonte de carboidrato e por esse motivo

apresentam um excedente comerciável. À exceção do Brasil, o Mercosul se apresenta como

um player no comércio de arroz mundial, contudo, boa parte do excedente de arroz no

Mercosul continua sendo absorvida pelo Brasil.

3.1.1 O Paraguai: menor player do Mercosul

O Paraguai pode ser visto como um país que apresenta uma dinâmica econômica

relativamente simples, uma vez que sua base econômica está fortemente vinculada ao setor

Segundo Cornish e Fernandez (2005) entre 1995-2000 Tailândia, Vietnã, Índia e China responderam juntos por

60% da média de 25 milhões de toneladas exportadas ao ano. Esses mesmos países foram responsáveis por 64%

das 388 milhões de toneladas produzidas ao ano no mesmo período.

agropecuário. Ressalta-se a importância do setor agropecuário paraguaio que respondeu por

90% do total exportado em 2006 e por 45% da geração de emprego (MAG, 2007). Sob a ótica

do mercado de arroz sua influência é quase nula, tanto como, produtor, consumidor ou player

desse mercado.

No contexto do Mercosul, a importância econômica paraguaia em toda história

contemporânea é muito discreta. Sua representatividade no Produto Interno Bruto (PIB) do

Bloco foi de 0,8% em 2005 (ECLAC, 2007) e da relação entre Valor Agregado Bruto (VAB)

da agricultura

com o PIB manteve uma média de 17% entre 1995 e 2005. Dentre os países do

Mercosul o Paraguai possui o PIB mais dependente do setor agropecuário. Em 2005, o VAB

desse setor contribuiu com 19,51% na formação do PIB paraguaio passando para 25,20% do

PIB em 2006. Somente a agricultura foi responsável por 16,60%, pecuária e exploração

florestal, responderam por 6,60% e 1,90%, respectivamente (MAG, 2007).

O principal cultivo do Paraguai é mandioca, base da alimentação da população e

responsável por 34,3% da produção total, seguida pela soja com 28,6% do total colhido no

país. Na balança comercial da conta de exportações, o principal produto da pauta é a soja, que

responde por 45%, seguido do algodão, com 43% do total exportado de produtos primários.

O arroz, nesse caso não tem prioridade e nem expressividade entre as principais

commodities exportáveis pelo Paraguai, ou seja, foi exportado apenas 50 mil toneladas em

2007 (Tabela 1). Na cultura do cereal utilizam-se os modos de cultivos em sequeiro (terras

altas) e irrigado, contudo, o país concentra sua produção no sistema irrigado. Nos anos de

1970, cultivou-se, anualmente, no país, cerca de 26 mil hectares (ha), com produção estimada

em 50,8 mil toneladas. A década de 1980 registrou incremento de cerca de 28,85% na área.

Contudo, a partir da entrada do Paraguai no Mercosul, sua área tem se mantido por volta de

30 mil ha cultivados por safra. A partir da safra de 1995/96 a produtividade paraguaia vem se

mantendo próxima dos 4.000 kg/ha (Tabela 1). Também, em quase todo período de existência

do Mercosul manteve a oferta doméstica de arroz superior ao seu consumo, possibilitando um

pequeno excedente exportável. Em 2006, sua produção representou apenas 0,76% do total

produzido de arroz no Mercosul. Em termos estatísticos esse percentual é insignificante.

Dos Departamentos, pode-se apontar três principais que concentram cerca de 88,20%

da produção de arroz paraguaio. Misiones é o departamento que teve maior expressão na

produção de arroz na safra 2005/06, respondendo por 46,8% do total produzido no país,

seguido de Itapua e Caazapà com 23,1% e 18,3% respectivamente (MAG, 2007).

Incluindo os valores de caça, silvicultura e pesca.

Conforme a Tabela 1 as lavouras de arroz Guaranis visam suprir apenas a demanda

interna – que vem diminuindo ao longo do tempo, visto que, a expressividade na pauta de

exportação de produtos agropecuários. O quadro de oferta e demanda paraguaio, que segue,

traduz sua pouca expressão no mercado de arroz do Mercosul. Finalmente, o Paraguai tem a

menor área semeada de arroz do Mercosul e, também, a menor produtividade nessa cultura –

3,86 t/ha em média entre 1995/2008. Por essas características o Paraguai não figura como

destaque na produção de arroz no âmbito do Mercosul.

Tabela 1 – Quadro de oferta e demanda de arroz do Paraguai (1991/2008).

Safra 1991/92 1995/96 1999/00 2000/01 2001/02 2002/03 2003/04 2004/05 2005/06 2006/07 2007/08

Área (1.000 há) 33 44 27 27 28 31 28 28 28 28 28

Produtividade

(t/ha)

2,58 3,02 3,93 4,06 3,93 4,03 3,93 3,93 3,93 3,93 3,93

Estoque Inicial

- - - - - - - - - - -

Produção

57,82 90,48 72,11 74,82 74,83 85,03 74,83 74,83 74,83 84 74

Produção Casca

85 133 106 110 110 125 110 110 110 110 110

Oferta Total

57,82 90,48 72,11 74,82 74,83 85,03 74,83 74,83 74,83 84 84

Importações

3 8 12 10 10 10 10 10 10 10 10

Consumo

60 91 78 83 84 84 81 50 27 34 34

Demanda Total

63 99 90 93 94 94 91 60 37 44 44

Exportações

0 6 0 0 0 13 34 57 50 50 10

Estoques Finais 0,82 1,48 1,11 0,83 0,83 1,03 0,83 0,83 0,83 0,83 0,82

* - 1.000 Toneladas.

Fonte: Foreign Agricultural Service (FAS/USDA, 2008) adaptados pelo autor.

3.1.2 A Argentina: terceira maior produção do Bloco

Dentro do bloco, a Argentina é vista como um grande parceiro comercial em algumas

commodities e, em outras, como um grande concorrente e detentor do terceiro maior PIB da

América Latina. A Argentina é o país do Mercosul que menos depende da agricultura em

relação ao PIB mesmo que seja caracterizado como um grande produtor e player no mercado

agropecuário. Entre 1900 e 1930 a agropecuária contribuiu com 45% da formação do PIB

argentino; nos quarenta anos seguintes, 1930-1970, sua contribuição caiu para 17%

(FERRER, 2005, p. 264). Entre a década de 1980 e 1990 a participação continuou em

declínio, caindo de 10% para 5% no transcurso desse período (FERRER, 2005, p. 341)

passando para 4,9% em 2005 (ECLAC, 2007). Essa relação entre Valor Agregado Bruto

agropecuário

e PIB entre 1995 e 2005 vem se mantendo estável ao longo desse período.

Incluindo os valores de caça, silvicultura e pesca.

A grave crise econômica enfrentada pela Argentina foi amenizada pelo desempenho

do setor agropecuário, uma vez que o PIB desse setor se manteve estável, contrastando com o

PIB agregado que veio reduzindo desde 1998-2001. Dessa forma, Delgado (2002) afirma que

nesse período o setor agropecuário acompanhou parcialmente o movimento da economia.

Essa estabilidade demonstrada pelo setor foi devido, segundo Ferrer (2005), a dotação de

recursos naturais na Argentina e o avanço da revolução tecnológica que possibilitaram a

redução de custos

. Com a reforma cambial de janeiro de 2002, que acabou com a paridade

peso/dólar mantida por quase 11 anos, o setor voltou a encontrar espaço para crescer com

suporte na conjuntura internacional favorável ao agronegócio, pois, o crescimento do PIB

agregado da economia em 2007 foi de 9,7% (INDEC, 2008).

Sem dúvida, foi um cenário pessimista até fins da crise para economia como um todo.

O PIB teve uma retração de 18% a preços constantes, mas, segundo Freijo, Portillo e Maceira

(2003) a agricultura manteve um padrão contra-cíclico durante o auge da crise. O crescimento

verificado no setor agropecuário se deve, principalmente, ao complexo soja, em especial, pelo

uso de transgênicos que mais tarde estendeu-se ao Brasil. Nesse cenário, Freijo, Portillo e

Maceira (2003) reconhecem que as exportações de produtos primários de pesca (PPP) e

manufaturas de origem agropecuária (MOA) cresceram 9% em 2002, enquanto que os setores

de veículos e combustíveis apresentaram decréscimos na produção.

O milho é o principal cereal produzido pela Argentina e respondeu por 45,52% da

produção entre as safras de 2001/02 e 2005/06 seguido do trigo e do sorgo representando

cerca de 40,41% e 7,31 %, respectivamente, da produção total. Assim como no Paraguai, a

produção de arroz não tem muita expressividade, e representou, nesse período, apenas 2,65%

da produção portenha de grãos e 8,66% do Bloco. Dentre os produtos de destaque em

representatividade na pauta de exportação, fazem parte o complexo soja e cereais, com 40% e

16% do montante de US$ 12,9 milhões porque respondem os PPP e MOA em 2005. Contudo,

segundo Chaloult e Hillcoat (1996, 1997), com um olhar sobre o fluxo comercial

agropecuário entre Brasil e Argentina nos primeiros anos de Mercosul, as exportações

portenhas de arroz passaram a ter importância para a Argentina, pois, quase triplicaram.

Nesse sentido, são latentes quatro momentos na história do arroz na Argentina: década

de 1970 em que a área semeada não ultrapassava os cem mil hectares e com produtividades

médias de 3.500 kg/ha; década de 1980, momento em que a produção deu sinais de avanço

baseada nos incrementos de produtividade que se aproximou dos 4.000 kg/ha; nos anos 1990

Ferrer (2005, p. 241) salienta esse resultado devido aos avanços como a rotação de cultura, plantio direto, nova

gama de insumos (máquinas, implementos e herbicidas) e a biotecnologia.

a área semeada aproximou-se dos 200 mil ha, com produtividade por volta de 5.000 kg/ha; e o

primeiro qüinqüênio dos anos 2000, período em que a produção Argentina experimenta um

salto tecnológico bem definido baseado no avanço da produção combinando eficiência.

Verificou-se, entre as safras de 1991/92 e 2006/07, a ampliação de 90,52% da

produção Argentina de arroz. Contudo, na safra 2006/07 ocorreu retrocesso que pode ser

explicado, em parte, pelo bom desempenho no mercado internacional de outras commodities e

o fraco desempenho do arroz.

O cultivo desse cereal se concentra no método irrigado e é geograficamente localizado

ao norte da Argentina. É explorado principalmente nas províncias de Entre Rios, Corrientes,

Santa Fé, Formosa, Misiones e Chaco. Dessas, Entre Rios e Corrientes se destacam na

produção. Corrientes sozinha respondeu em 2005/06 por 45,45% (545,6 mil toneladas) dos

170,3 mil ha semeados (SAGPyA, 2008), seguida de Entre Rios e Santa Fé com 38,34% e

11,69% do total. Essas três províncias concentram cerca de 95,48% da produção Argentina na

safra 2005/06 (SAGPyA, 2008). Esses departamentos, também, concentram fortemente a

indústria processadora de arroz. Entre Rios processa cerca de 85% de tudo que é produzido no

país em 45 indústrias processadoras – 37 delas estão localizadas na província de Entre Rios

(SAGPyA, 2008). Contudo, boa parte dessa produção tem como destino o mercado externo.

Na Argentina, conforme o seu quadro de oferta e demanda (Tabela 2), o arroz não

ocupa um lugar de destaque no cardápio Portenho, pois, suas exportações superaram o próprio

consumo

interno na maioria das safras. Depois do Brasil, a Argentina é o segundo maior

produtor de arroz no Mercosul conforme a área semeada. Sua produtividade, que gira em

torno de uma média de 5,88 t/ha é ainda inferior a média atingida no Uruguai e, dessa forma,

sua produção ocupa o posto de terceira maior do Bloco com uma previsão de produção de 654

toneladas para a safra 2007/08. Quanto às importações, ao longo de sua história o volume tem

sido discreto e insignificante.

Segundo o INDEC (2008), o consumo per capita, considerando alimentação no interior e fora do domicílio,

está por volta de 5 a 6 kg/ano.

Tabela 2 – Quadro de oferta e demanda de arroz na Argentina (1991/2008).

Safra

1991/92 1995/96 1999/00 2000/01 2001/02 2002/03 2003/04 2004/05 2005/06 2006/07 2007/08

Área (1.000 ha)

140 193 151 124 133 174 165 169 162 180 140

Produtividade

(t/ha)

4,67 5,11 5,77 5,74 5,40 6,56 6,37 6,95 6,56 6,92 4,67

Estoque Inicial

50 124 244 211 306 351 534 617 646 592 50

Produção

444,90 670,75 593,20 484,35 488,44 776,87 714,97 799,32 723,13 847,62 444,90

Produção casca

654 986 872 712 718 1.142 1.051 1.175 1.063 1.246 654

Oferta Total

494,90 794,75 837,20 693,35 794,44 1.127,87 1.248,97 1.416,32 1.369,13 1.439,62 494,90

Importações

2 7 13 11 18 10 10 9 10 10 2

Consumo

180 210 235 245 265 275 285 294 305 310 180

Demanda Total

182 217 248 256 273 285 295 303 315 320 182

Exportações

207 366 378 134 175 294 325 450 450 450 207

Estoques Finais

109,90 225,75 237,20 327,35 372,44 568,87 648,97 681,32 624,13 689,62 109,90

* - 1.000 Toneladas.

Fonte: Foreign Agricultural Service (FAS/USDA, 2008) adaptados pelo autor.

3.1.3 O Uruguai: excelência na produção de arroz no Mercosul

O Uruguai é um país predominantemente pecuarista, tendo 85% do território dedicado

ao pastoreio. No contexto do Mercosul, tem o terceiro maior PIB do Bloco e representou

cerca de 2,07% em 2005 (ECLAC, 2007). A relação entre Valor Agregado Bruto da

agricultura

com o PIB entre 1995 e 2005, cresceu aproximadamente 2,81%. O país, mesmo

com uma economia de dimensões diminutas, a relação VAB da agropecuária/PIB é próxima a

brasileira e superior a Argentina. Em 2005 o VAB agropecuário uruguaio contribuiu para

8,86% da formação no PIB caindo para 8,79%, em 2006 (MAG/DIEA, 2008).

Assim como na Argentina, a consolidação do Mercosul foi benéfica para a produção

agrícola uruguaia. Apesar de ter 24,3% do total das exportações representados pelo complexo

carnes, os maiores reflexos recaíram sobre a produção agrícola lastreado no bom desempenho

externo das oleaginosas (MAG/DIEA, 2008). A soja, que ocupava uma área de 18,6 mil ha

em 1990/91 saltou para 309,1 mil ha em 2005/06 (DIEA, 2007). Sua importância nas

exportações também cresceu, pois, dos 24% passou a representar 30,1% das exportações

agrícolas em 2006. Mesmo assim, o arroz vem se mantendo como segundo maior cultivo em

área no Uruguai.

A produção de arroz uruguaio, na safra 2005/06, respondeu por 43,5% do total

produzido pelo Uruguai seguido da soja (21,20%) e do trigo (15,2%). A representatividade do

arroz também é grande na pauta de exportações de produtos agrícolas. Em 2006, as

exportações de arroz responderam por 47% do total de produtos agrícolas exportados. O

Incluindo os valores de caça, silvicultura e pesca.

arroz, além de representar um dos principais produtos exportáveis do Uruguai, se apresenta

com uma organização sui generis em relação aos demais do Bloco. Segundo Oliveira (2007) o

número reduzido de produtores e de indústrias se traduz em duas associações – Associação de

Cultivadores de Arroz do Uruguai (ACA) e Associação e Indústria de Molinos Arroceros

(GMA) – que, segundo Batello (2008), definem um “Precio Convenio” que é o mesmo para

todos os produtores a fim de dividir os resultados comerciais. Dessa forma, segundo Batello

(2007) tal integração vertical vai além de uma prévia fixação de preços para comercialização,

pois, permite acordar políticas comuns em diversas frentes, como sementes, pesquisa, crédito,

dentre outras que garantem a estabilidade da lavoura orizícula.

Segundo Batello (2008) o método de cultivo do arroz uruguaio é 100% irrigado e está

concentrado em três regiões: Norte e Litoral Oeste (Artigas, Salto, Paysandú, Rio Negro e

Soriano), Centro (Rivera, Tacuarembó e Durazno) e Leste (Cerro Largo, Treinta y Três,

Rocha e Lavalleja). O Norte e o Litoral Oeste concentraram cerca de 23,60% da produção de

arroz do país em 2005/06, com produtividade média de 7.905 kg/ha. O Centro, responde por

10,30% da produção obtendo uma produtividade média de 6.834 kg/ha. A Região Leste do

Uruguai é a principal produtora de arroz no país, pois, participou com 66,10% da produção

com produtividade de 7.165 kg/ha.

Assim como na Argentina, a maior parte do arroz produzido no Uruguai é voltado para

exportação em função do baixo consumo

desse cereal no mercado interno. Segundo a ACA

(2008) o Uruguai é o maior exportador da América Latina e nos últimos anos alterna entre

quinto ou oitavo maior exportador do mundo. Assim sendo, cerca de 81,71% do total da

produção em 2005/06 foi exportada. Por essas razões, o Uruguai se configura como o grande

agente exportador de arroz no Mercosul. Assim, sua produção está voltada à demanda no

mercado internacional, principalmente, a brasileira.

O Uruguai parece estar ciente da vulnerabilidade e riscos de uma produção voltada

para poucos mercados, aludindo a uma maior diversificação dos destinos para o arroz. Há que

se ressaltar que em 1998 eram destinados ao Brasil 75,80% de todo o cereal exportado pelo

Uruguai. Em 2006, em função de o Brasil ser o principal demandante de arroz uruguaio, o

Uruguai a buscou novos mercados – Irã, Haiti, Bélgica, Iraque, dentre outros – diminuindo

para cerca de 39,02% a participação do Brasil na demanda por exportações uruguaias. A ACA

(2008) com base nos levantamentos da CONAB (2008b) projetou que o Uruguai deverá

Segundo a ACA (2008), o consumo per capita, considerando alimentação no interior e fora do domicílio, está

por volta de 7,4 kg/ano.

exportar em 2008, cerca de 500 mil toneladas para o Brasil – aproximadamente 43% do total

projetado para exportação em 2008.

Conforme a Tabela 3 o Uruguai possui uma área semeada semelhante as proporções

da Argentina. Contudo, sua produtividade média de 6,78 t/ha é a maior do Bloco o que lhe

garante figurar como segundo maior produtor do cereal (Tabela 3). O grande volume

produzido (735 mil toneladas por safra em média), aliado à produtividade (6,61 t/ha em

média) e baixo consumo, se traduzem em um excedente exportável e competitivo

externamente. Dessa forma, o Uruguai se apresenta como o maior player entre os

exportadores de arroz no Mercosul. A Tabela 3 sintetiza o quadro de oferta e demanda do

arroz uruguaio.

Tabela 3 – Quadro de oferta e demanda de arroz no Uruguai (1991/2008).

Safra 1991/92 1995/96 1999/00 2000/01 2001/02 2002/03 2003/04 2004/05 2005/06 2006/07 2007/08

Área (1.000 ha) 127 146 154 160 153 186 180 177 145 180 145

Produtividade

(t/ha)

4,87 6,62 6,69 5,88 5,92 6,79 6,74 7,29 7,88 7,14 6,87

Estoque Inicial

41 19 173 58 141 60 119 94 64 64 35

Produção

421,09 657,82 700,68 639,46 616,33 859,18 825,85 878,23 777,55 874,83 832,17

Produção Casca

619 967 1.030 940 906 1.263 1.214 1.291 1.143 1.286 1.190

Oferta Total

462,09 680,82 873,68 697,46 757,33 919,18 944,85 972,23 841,55 938,83 867,17

Importações

0 4 0 0 0 0 0 0 0 0 0

Consumo

80 80 100 100 100 100 100 100 100 100 65

Demanda Total

80 84 100 100 100 100 100 100 100 100 65

Exportações

344 600 736 475 615 725 775 834 700 800 748,30

Estoques Finais 38,09 0,82 37,68 122,46 42,33 94,18 69,85 38,23 41,55 38,83 38,09

* - 1.000 Toneladas.

Fonte: Foreign Agricultural Service (FAS/USDA, 2008) adaptados pelo autor.

3.2 O Brasil: maior produtor e consumidor do Mercosul

O Brasil possui uma das economias mais industrializadas e também o maior mercado

da América Latina com o setor agropecuário respondendo por considerável parcela do PIB e

exportações. No contexto do Mercosul, o país responde por cerca de 66,16% do PIB do Bloco

(ECLAC, 2007). É ainda, o maior PIB da América Latina, em 2005 respondeu por cerca de

30,72% do PIB total. A relação entre Valor Agregado Bruto da agricultura

com o PIB, entre

1995 e 2005, cresceu, aproximadamente, 14,16%. Dos países do Bloco, considerando a

Incluindo os valores de caça, silvicultura e pesca. Ainda, Lucena e Souza (2001) concluíram que o complexo

agroindustrial brasileiro segue exercendo importantes impactos sobre a economia, principalmente, pelas compras

de insumos e geração de emprego.

grande diversificação da economia, a relação VAB da agricultura/PIB é a segunda maior do

Bloco, ratificando a herança agroexportadora.

Em 2007 o VAB da agricultura contribuiu com 5,52% na formação do PIB brasileiro

contra os 4,16% de 2006 (IBGE, 2008). Como boa parte desse VAB é gerado por exportáveis

o arroz não se destaca muito em extensão de área no Brasil (cerca de 6,13%), pois, não é um

produto com excedente para o mercado externo. Dessa forma, segundo a Conab (2008c,

2008d) o arroz representa cerca de 8,5% da safra 2007/08 de grãos brasileira, atrás da soja

(41,77%) e do milho (40,78%).

A expressividade das importações do Bloco para complementar a oferta doméstica se

justificam, pois, o arroz é largamente utilizado no cardápio dos brasileiros para suprir boa

parte das necessidades calóricas da população, além de ser consumido em todas as classes,

principalmente, nas dos três primeiros estratos de renda

(HOFFMANN, 2000, p. 19) é

garantia de segurança alimentar.

Por isso sua história no Brasil é antiga e, conforme Pereira (2002), o cultivo do arroz é

anterior à colonização, pois, os índios já conheciam o cereal por abati-uaupé – milho d’água,

em idioma tupi. No século XVI já fazia parte das lavouras da Bahia passando a importante

cultivo do Maranhão no século XVIII para se beneficiar no Rio de Janeiro, capital brasileira

até a construção de Brasília (DF). Em meados dos XVIII e XIX o cereal até mesmo chegou a

fazer parte da pauta de exportação brasileira. Mas, o desenvolvimento da cultura só se

acentuou nos séculos XX e XXI.

3.2.1 A evolução da produção, produtividade e da área de arroz brasileira

O processo de produção do arroz no Brasil utiliza-se de dois padrões tecnológicos

distintos: i) arroz de terras altas (sequeiro), cultivo predominante nos Estados do Centro-

Oeste, Norte e Nordeste; e, ii) arroz irrigado, cultivado principalmente na Região Sul. A

característica que determina o tipo de cultivo é a intensa utilização de recursos hídricos que

demanda o sistema irrigado (GOMES E MAGALHÃES JR., 2004).

Em 1986, a área cultivada de arroz no Brasil era de 5.608 mil hectares, sendo 1.110

mil ha de irrigado e 4.498 mil ha de terras altas. Em 2007, esta área diminuiu para cerca de

Essa afirmação se baseia nos estratos de renda segundo o IBGE (1998) que engloba até aqueles que recebem

mais de 3 a 5 salários mínimos.

2.863 mil ha, e está atualmente distribuída entre 1.259 mil ha de arroz irrigado e 1.604 mil ha

de sequeiro. Dessa forma, entre 1985 e 2007 houve decréscimo de 48,94% da área cultivada

com o cereal no Brasil, sendo que em sequeiro houve declínio de 64,34%, enquanto o irrigado

cresceu cerca de 13,48%. Esse avanço da área de arroz cultivado em sistema irrigado em meio

à queda da área total brasileira pode ser vislumbrado na figura que segue.

1.000

2.000

3.000

4.000

5.000

6.000

7.000

1986

1988

1990

1992

1994

1996

1998

2000

2002

2004

2006

Safra

Área - Mil hectares (ha)

Sequeiro Irrigado Total

Fonte: Embrapa (2008).

Figura 3 – Área cultivada com arroz no Brasil, por sistema de cultivo

(1986/2007).

Mesmo com a redução da fronteira agrícola, os avanços tecnológicos permitiram que a

produtividade (rendimento) médio das lavouras orizícolas no Brasil fosse crescente (Figura

4). Em 1986, o país apresentava rendimento de 1.750 quilogramas por hectare (kg/ha),

apresentando o arroz em terras altas produtividade média de 1.197 kg/ha e o irrigado 3.992

kg/ha. O rendimento década após década vem crescendo e somente nos anos 1990, a

produtividade média cresceu em 62% e mais 26% entre 2000 e 2007. Ao todo, o rendimento

médio da lavoura arrozeira no Brasil cresceu 118,7% desde 1986. O arroz de cultivo irrigado

é o que tem puxado essa média para cima ao longo dessas décadas. Pois, a produtividade

média do tipo irrigado elevou-se para 64,28% (4.000 kg/ha para 6.558 kg/ha) contra 42,54%

(1.197 kg/ha para 1.706 kg/ha) do cereal cultivado em terras altas. A figura que segue traduz

essa evolução da produtividade brasileira ao longo de sua história.

1.000

2.000

3.000

4.000

5.000

6.000

7.000

1986

1988

1990

1992

1994

1996

1998

2000

2002

2004

2006

Safra

Produtividade média (kg/ha)

Sequeiro Irrigado Total

Fonte: Embrapa (2008).

Figura 4 – Produtividade média do arroz no Brasil, por sistema de cultivo

(1986/2007).

Assim, o suprimento de arroz esteve garantido e a produção se manteve equilibrada,

mesmo com a redução da área semeada. Comparando-se as safras de 1986 e 2007, verifica-se

um crescimento de 12,05% na produção total, passando de 9.813 mil toneladas, para 10.996

mil toneladas. Por sistema, essa variação foi de um incremento em 86,46% no cultivo irrigado

enquanto nas áreas de sequeiro houve uma queda de 49,17% (Figura 4). Nesse sentido, é

evidente a dicotomia no comportamento da produção brasileira de arroz segundo os modos de

cultivo. Pois, as vantagens competitivas naturais de algumas Regiões têm se traduzido na

especialização do cultivo. O caso irrigado, no Sul, assim como, se verificou no Uruguai e

Argentina tem avançado em pesquisa e produtividade. Contudo, de outro lado, o cultivo em

terras altas tem sido substituído por outras culturas.

2.000

4.000

6.000

8.000

10.000

12.000

14.000

1986

1988

1990

1992

1994

1996

1998

2000

2002

2004

2006

Safra

Produção - Mil Toneladas (t)

Sequeiro Irrigado Total

Fonte: Embrapa (2008).

Figura 5 – Produção de arroz no Brasil, por sistema de cultivo (1986/2007).

Essas inerentes diferenças regionais levam à especialização do sistema de cultivo

salientado pela história da evolução da cultura no Brasil. A Região Sul do país, ao longo de 30

safras, apresentou um equilíbrio na área de cultivo. Dessa forma, na safra de 1976/77 foram

semeados 1.278 mil hectares, que se comparados à safra 2005/06 e 2006/07 – que

apresentaram um cultivo de 1.258 mil ha e 1.167 mil ha, respectivamente – ambas sofreram

variação negativa muito pequena se comparado às demais Regiões.

Apesar da quase manutenção da extensão de área plantada, a tecnologia adotada na

Região Sul proporcionou um impressionante ganho de eficiência, com produtividades

crescentes a cada safra – ignorando adversidades climáticas. O desenvolvimento e a

disseminação de novos cultivares pelos produtores, cujas características apresentam alta

produtividade, qualidade de grão e estabilidade de produção, foram responsáveis pelo

incremento produtivo da Região (ALVIM E NETTO, 1999).

Polarizada e com características de produção diferentes, o caminho da produção do

arroz foi alternado ao longo de sua história. Dessa forma, distingue-se um pólo irrigado no Sul

do país e outro de sequeiro formado por Estados como Matogrosso (MT), Tocantins (TO) e

Maranhão (MA) (FERREIRA E WANDER, 2005, p. 39). A área no segundo pólo tem

diminuído em função da substituição dessas áreas de arroz de sequeiro motivadas por preços

mais atrativos

em culturas como soja, milho e outras (ALVIM E NETTO 1999, p. 15).

Diferentemente, em uma fronteira de produção mais antiga como o Sul, o arroz tem maior

importância em determinadas propriedades rurais – propícias à produção do cereal – e capital

imobilizado próprio para a cultura devendo-se então manter a produção para cobrir os custos

fixos (ALVIM E WAQUIL, 1998, p. 15). Ainda, Alvim e Netto (1999) e Alvim e Waquil

(1998) salientam o avanço das pesquisas concernentes a melhoria genética dos cultivares de

arroz irrigado. Também, a Região Sul apresentou uma concentração de instituições de

pesquisa e extensão rural, os quais permitiram que os resultados dos campos experimentais

sejam transferidos com mais rapidez e eficiência para a maioria dos produtores de arroz.

A existência de recursos naturais favoráveis ao cultivo do arroz irrigado, com

produtividade muito mais elevada do que o arroz de sequeiro, bem como a presença de

extensos vales e baixadas planas e úmidas, como também, a abundância de recursos hídricos,

foram fundamentais para a expansão do cereal por toda a Metade Sul do Estado do Rio

Grande do Sul (OLIVEIRA, 2007). Conforme (GOMES E MAGALHÃES JR., 2004), em

termos locais, essa é a principal cultura, participando com 40% da produção gaúcha.

Por outro lado, o mesmo comportamento não se verifica nas demais Regiões

brasileiras. Posterior a safra de 1992/93, a Região Sul se manteve com a maior extensão de

área cultivada de arroz no Brasil – exceto na safra 1995/96 em que a área foi ligeiramente

inferior a Região Nordeste. É possível verificar uma ampliação dessa participação em virtude

da redução de área em praticamente todas as demais Regiões do País – exceto na Região

Norte.

Para se ter idéia do peso do Estado do RS na produção nacional de arroz basta

observar a evolução da representatividade da área e produção do Rio Grande do Sul em

relação ao total brasileiro (Figura 6). Entre as safras 2000/01 e 2006/07, o Estado Gaúcho

passa a responder, em média, por 51% do total da produção brasileira de arroz e por volta de

30% da área semeada com o cereal.

É provável que um aumento do preço no período anterior estimule o aumento da produção no período

seguinte. Então, o agricultor responde a uma variação no preço, seja através de uma variação na área plantada,

seja através da utilização de diferentes quantidades de insumos agrícolas (ALVIM E WAQUIL, 1998, p. 12).

1980/81

1990/91

1995/96

1999/20

2000/01

2001/02

2002/03

2003/04

2004/05

2005/06

2006/07

Área Produção

Fonte: Elaboração própria com dados CONAB (2008a) / IRGA (2008).

Figura 6 – Relação Percentual (%) entre Rio Grande do Sul e Brasil:

Área semeada e produção (1980/2007).

Por Regiões, confrontando os extremos (safras 1991/92 e 2006/07), conforme a

Tabela 4 é possível notar expressivas reduções nas áreas semeadas nas Regiões Centro-Oeste

(– 59,87%), Nordeste (– 36,94%) e Sudeste (– 83,43%). Embora, os extremos sejam passíveis

de vieses, nota-se que a taxa de crescimento anual da área nessas Regiões foi igualmente

negativa, com destaque para o Sudeste que apresenta uma taxa de crescimento negativa de

cerca de 8,05% ao ano, seguido do Centro-Oeste e Nordeste, com taxas negativas de 5,58% e

2,12%, respectivamente. Contudo, o Norte foi a única Região que registrou um significativo

aumento de área, com elevação de 5,11% no período em questão puxado a uma taxa de

crescimento de área anual de 3,41%. No Sul, a taxa de crescimento também foi positiva, mas,

com uma magnitude inferior, ou seja, a área cresceu somente 0,47% ao ano. Assim, observou-

se que durante 30 safras a área total semeada no Brasil diminuiu cerca de 50,50% a uma taxa

de crescimento de – 2,48%. Nesse mesmo período, o Estado do Rio Grande Sul vem

aumentando sua proporção da área plantada no Brasil em 2,11% ao ano. Pois, em 1976/77

respondia por 9,45% (566 mil ha) da área total plantada passando a 954 mil ha em 2006/07

(32,16%).

Tabela 4 – Área plantada de arroz no Brasil – 1976/77 a 2006/07 – em mil hectares.

Safras Norte Nordeste

Centro-

Oeste

Sudeste Sul

Rio

Grande do

Sul

Brasil % RS

1991/92 471,80 1.183,40 1.103,10 694,10 1.162,00 875,00 4.614,40 18,96

1992/93 467,30 1.050,80 971,00 654,60 1.241,60 960,00 4.385,30 21,89

1993/94 542,40 1.097,40 924,90 576,20 1.250,30 975,00 4.391,20 22,20

1994/95 604,00 1.113,60 767,00 544,00 1.239,30 975,00 4.267,90 22,84

1995/96 532,50 1.081,90 718,50 452,00 1.078,70 828,80 3.863,60 21,45

1996/97 529,60 1.010,10 555,00 374,00 1.025,70 779,10 3.494,40 22,30

1997/98 575,00 712,40 617,40 269,00 1.075,20 849,20 3.249,00 26,14

1998/99 621,10 757,50 1.007,90 264,60 1.194,10 985,10 3.845,20 25,62

1999/00 615,60 800,00 896,70 208,70 1.156,60 942,20 3.677,60 25,62

2000/01 563,40 727,90 630,90 171,40 1.155,00 940,30 3.248,60 28,94

2001/02 529,50 735,30 605,20 145,80 1.203,80 985,00 3.219,60 30,59

2002/03 551,60 720,30 606,30 133,10 1.174,80 960,40 3.186,10 30,14

2003/04 593,00 777,00 892,40 136,10 1.277,50 1.060,80 3.676,00 28,86

2004/05 663,30 820,50 1.013,60 152,30 1.288,20 1.071,20 3.937,90 27,20

2005/06 455,40 734,90 442,20 127,40 1.257,90 1.039,70 3.017,80 34,45

2006/07 495,90 746,20 442,70 115,00 1.167,70 954,40 2.967,50 32,16

Média 450,66 1.061,05 1.325,75 609,18 1.140,18 820,82 4.586,83 19,66

Taxa de

Crescimento

Anual

(%)

3,41 -2,12 -5,58 -8,05 0,47 2,11 -2,48

* - Referente ao intervalo que compreende as safras de 1976/77 a 2006/07. Obtida através do modelo log-linear

, em que

a Taxa de Crescimento é resultado de .

exp 1*100

−

Fonte: Companhia Nacional de Abastecimento (CONAB, 2008a).

Embora exista uma aparente redução da área semeada no Brasil, verifica-se o aumento

da produção com base em ganhos de eficiência e não no alargamento da fronteira agrícola.

Esse fenômeno, como salientado, tem fortes características regionais, ou seja, na Região Sul

se concentrou maior parte dessa produção formando o já referido pólo. Conforme verificado

na série de preço

pago ao produtor, mesmo com os preços do cereal em franca queda –

presença de tendência determinista – ao longo da década de 90 a produção continuou

crescendo (ALVIM E NETTO, 1999). Cerca de 10,36% entre a safras 1991/92 e 1999/00 e

crescendo mais 23% no período seguinte (safras 2000/01 a 2006/07) puxada por uma taxa de

crescimento de 3,45% ao ano – 3,92% no Rio Grande do Sul. Se observado os extremos desse

intervalo, 1991/92 a 2006/07 a Região Sul, que cresceu cerca de 40% nessas 17 safras e pode

ser considerada responsável pela estabilidade no fornecimento de arroz à população (GOMES

E MAGALHÃES JR., 2004).

Novamente, as Regiões Centro-Oeste, Sudeste e Nordeste foram as únicas que

apresentaram redução de produção. Contudo, no Brasil como um todo observa-se avanço de

1,17% no volume produzido (Tabela 5). Isso é resultado basicamente do aumento da

produtividade e não no aumento da fronteira agrícola.

Para uma abordagem das componentes da série temporal de preços pagos ao produtor, base casca e fornecido

pelo IRGA, ver Viana e Souza (2006).

Tabela 5 – Produção de arroz no Brasil – 1976/77 a 2006/07 – mil toneladas.

Safras Norte Nordeste

Centro-

Oeste

Sudeste Sul

Rio

Grande do

Sul

Brasil % RS

1991/92 744,20 884,10 1.741,20 1.234,30 5.499,30 4.567,50 10.103,10 45,21

1992/93 761,30 816,80 1.343,20 1.229,40 5.752,30 4.886,40 9.903,00 49,34

1993/94 977,30 1.628,70 1.675,00 1.063,20 5.179,20 4.221,80 10.523,40 40,12

1994/95 1.109,00 1.709,40 1.459,00 947,50 6.013,10 5.070,00 11.238,00 45,11

1995/96 996,00 1.684,80 1.410,60 811,20 5.135,30 4.210,30 10.037,90 41,94

1996/97 985,20 1.502,20 1.177,80 729,80 5.129,50 4.160,40 9.524,50 43,68

1997/98 968,70 933,10 1.470,90 508,60 4.581,60 3.609,10 8.462,90 42,65

1998/99 1.098,60 1.120,00 2.330,30 485,70 6.547,60 5.605,20 11.582,20 48,39

1999/00 1.150,90 1.337,20 2.428,20 438,00 6.068,80 5.087,90 11.423,10 44,54

2000/01 1.121,20 1.004,50 1.684,30 325,20 6.250,80 5.190,50 10.386,00 49,98

2001/02 1.090,00 966,40 1.650,10 343,00 6.576,60 5.464,80 10.626,10 51,43

2002/03 1.261,50 1.124,80 1.749,10 311,60 5.920,10 4.696,40 10.367,10 45,30

2003/04 1.330,50 1.168,30 2.517,50 337,00 7.607,10 6.432,70 12.960,40 49,63

2004/05 1.529,80 1.251,80 2.660,70 379,70 7.533,00 6.332,90 13.355,00 47,42

2005/06 1.014,60 1.115,10 1.139,00 300,80 8.152,20 6.872,90 11.721,70 58,63

2006/07 1.115,80 1.047,30 1.180,80 274,60 7.698,10 6.419,60 11.316,60 56,73

Média 796,70 1.289,71 1.961,73 972,77 5.044,82 4.114,68 10.064,58 40,05

Taxa de

Crescimento

Anual

(%)

5,40 -0,61 -1,75 -5,82 3,45 3,92 1,17

* - Referente ao intervalo que compreende as safras de 1976/77 a 2006/07. Obtida através do modelo log-linear

, em que

a Taxa de Crescimento é resultado de .

exp 1*100

−

Fonte: Companhia Nacional de Abastecimento (CONAB, 2008a).

A possibilidade de se manter crescente a produção, mesmo com decréscimo de área

semeada e pressão nos preços externo e interno foi possível devido ao incremento tecnológico

nas lavouras. Novos cultivares foram desenvolvidos, de melhor qualidade e rendimento,

resistência a adversidades climáticas, facilitando os manejos das lavouras e fertilização

adequada, além da introdução de novos métodos de controle de pragas e doenças, acarretaram

incremento médio de 81% no rendimento médio das lavouras no Brasil (safras 1976/77 a

2006/07), como se pode notar na Tabela 6. A produtividade média brasileira cresceu cerca de

3,75% ao ano. Todas as Regiões ao longo do tempo aumentaram sua eficiência, mas, com

incrementos diferenciados (Tabela 6).

O maior salto de produtividade verificado foi no Centro-Oeste que aumentou sua

produtividade em 4,06% ao ano. Na Região Sul, cuja produtividade é superior as demais

Regiões, a taxa foi superior e se manteve por volta de 2,97% ao ano. Esse avanço, em todas as

Regiões, elevou a produtividade média brasileira a 2.361 kg/ha a uma taxa de crescimento de

3,75% a cada safra (Tabela 6).

Tabela 6 – Produtividade do arroz no Brasil – 1976/77 a 2006/07 – kg/ha.

Safras Norte Nordeste

Centro-

Oeste

Sudeste Sul

Rio

Grande

do Sul

Brasil

1991/92 1,577 0,747 1,579 1,778 4,417 5,220 2,190

1992/93 1,629 0,777 1,383 1,878 4,733 5,090 2,258

1993/94 1,802 1,484 1,811 1,845 4,633 4,330 2,397

1994/95 1,836 1,535 1,902 1,742 4,142 5,200 2,633

1995/96 1,870 1,557 1,963 1,795 4,852 5,080 2,598

1996/97 1,860 1,487 2,122 1,951 4,761 5,340 2,726

1997/98 1,685 1,310 2,382 1,891 5,001 4,250 2,605

1998/99 1,769 1,479 2,312 1,836 4,261 5,690 3,012

1999/00 1,870 1,672 2,708 2,099 5,247 5,400 3,106

2000/01 1,990 1,380 2,670 1,897 5,412 5,520 3,197

2001/02 2,059 1,314 2,727 2,353 5,463 5,548 3,300

2002/03 2,287 1,562 2,885 2,341 5,039 4,890 3,254

2003/04 2,244 1,504 2,821 2,476 5,953 6,064 3,511

2004/05 2,306 1,526 2,625 2,493 5,847 5,912 3,377

2005/06 2,228 1,517 2,576 2,361 6,481 6,610 3,884

2006/07 2,250 1,403 2,667 2,388 6,593 6,726 3,814

Média 1,699 1,254 1,770 1,793 4,305 4,875 2,361

Taxa de Crescimento

Anual

(%)

1,93 1,54 4,06 2,43 2,97 1,77 3,75

* - Referente ao intervalo que compreende as safras de 1976/77 a 2006/07. Obtida através do modelo log-linear

, em que a

Taxa de Crescimento é resultado de .

exp 1*100

−

Fonte: Companhia Nacional de Abastecimento (CONAB, 2008a).

Em função do elevado consumo interno a produção nacional não conseguiu – ao

longo do período que compreende a formação do Mercosul – ainda ser auto-suficiente. Todo

esse cenário alude a um aumento da demanda brasileira pelo cereal e na busca da autonomia e

garantia da segurança alimentar da população. Contudo, segundo a Pesquisa de Orçamento

Familiar (POF) (IBGE, 2004) o arroz é um cereal que tem um consumo estimado em 24,55

quilos per capita por ano

(base beneficiado). Fracionando por Região, o Centro-Oeste

possui o maior consumo per capita 34,58 kg, seguido pela Região Sudeste (27,27 kg), Norte

(26,94 kg) e Nordeste (20,65 kg). A Região Sul, a maior produtora, figura como a Região com

menor consumo per capita de arroz no Brasil com 18,03 kg.

Contudo, esses dados da POF não englobam o consumo total e sim o domiciliar.

Segundo Barata (2005), como conseqüência da modernização da sociedade brasileira, o

consumo de arroz não acompanhou o crescimento populacional. As principais causas do

descompasso entre consumo de arroz e crescimento vegetativo foram as alterações nos

Conforme pesquisas anteriores do POF o consumo desse cereal vem diminuindo com o passar do tempo. Para

1974/75 o consumo estimado pelo IBGE era de 31,571 kg/per capita passando em 1987/88 a um consumo médio

no Brasil de 29,725 kg/per capita (IBGE, 1991). Em 1995/96 o consumo de arroz diminui, passando para 26,483

kg/per capita (IBGE, 1998). Essa diminuição, segundo a Embrapa (2008) ocorre a partir de 1994 (Plano Real),

quando “houve uma expansão da massa salarial e melhoria do poder aquisitivo da população, levando à retração

no consumo de arroz e à diversificação do uso de proteínas animais, massas e produtos elaborados com maior

valor agregado”.

hábitos alimentares, expressas por um maior acesso das mulheres

ao mercado de trabalho,

aumento das refeições extradomiciliar

(HOFFMANN, 2000, p. 22), pela difusão de

produtos mais elaborados e que economizam tempo a fim de dinamizar o dia-a-dia e pelo

desconhecimento das características nutricionais do arroz. Conforme a Figura 7 é possível

verificar que o consumo não tem acompanhado o crescimento populacional no Brasil.

100

120

140

160

180

200

1981

1983

1985

1987

1989

1991

1993

1995

1997

1999

2001

2003

2005

2007

Ano

Residentes no Brasil, em

milhões de habitantes

Consumo aparente, em

milhões de toneladas

População brasileira Consumo de arroz

Fonte: Elaboração própria com dados IBGE (2008a) / FAS/USDA (2008).

Figura 7 – Evolução do consumo de arroz (base casca) e da população,

em milhões, no Brasil (1980/2007).

Quanto à inserção do Brasil no mercado internacional de arroz e sua balança

comercial de arroz, é passiva de uma periodização dividida em três fases. Inicialmente, uma

primeira fase se identifica entre os anos de 1960 e 1976, nos quais o Brasil atua no mercado

de forma superavitária em arroz, exportando um excedente que não ultrapassou um máximo

de 570 mil toneladas (base casca), mantendo uma média de 157,5 mil toneladas/ano. A

segunda fase, entre 1977 e 1988, mostra uma clara reversão em relação a etapa anterior. Nesse

período, a demanda por arroz ultrapassa a oferta interna levando o Brasil a adquirir, em

Schlindwein (2006) salienta a mudança do padrão de consumo alimentar das famílias brasileiras desde a

década de 1970. A autora além de citar que o consumo domiciliar de arroz caiu 46% entre 1970 e 2003, ressalta

que 54% das mulheres brasileiras, que atualmente são chefes de famílias, trabalham e 26% dos chefes de família

são mulheres. E esse papel contemporâneo está diretamente ligado ao custo de oportunidade de seu tempo, ou

seja, está diretamente relacionado a um aumento da probabilidade de consumo e no gasto domiciliar com

alimentos que demandam menor tempo de preparo. A repercussão seria uma redução em alimentos tradicionais

como feijão, arroz e mandioca (SCHLINDWEIN, 2006).

Conforme o IBGE (2004) em torno de 62% das famílias brasileiras costumam consumir algum tipo de

alimentação fora do domicílio. A pesquisa corrobora com as conclusões de Schlindwein (2006), pois, essa

salienta essa mudança de hábitos alimentares, verificada na redução de alimentos considerados saudáveis, como

o arroz e feijão, e um aumento da alimentação rápida.

média, 459,4 mil toneladas por ano de arroz em casca em função do aumento da demanda

interna.

Uma terceira etapa é nítida na Figura 8, ou seja, a formação do Mercosul favorece o

déficit comercial de arroz. Segundo Magrini e Canever (2003) entre 1991 e 2001, o valor

bruto da produção arrozeira decai aceleradamente. De fato, Gasques (2008) aponta para

redução de 25% da renda agrícola do produtor de arroz no Brasil. A renda que em 1999 era

estimada em R$ 7.590 milhões cai para a casa de R$ 5.731 milhões em 2007

. Como parte da

produção está no Rio Grande Sul, boa parte dessa queda de rentabilidade do setor atingiu o

RS.

Assim, o reflexo é maior no Rio Grande do Sul que ainda faz fronteira com Uruguai e

Argentina. Uma saída para inverter a queda nos preços e a redução da rentabilidade do setor,

segundo o IRGA em a Lavoura Arrozeira (2008), está em adotar uma política de escoamento

de parte da produção interna para exportação e aliviar a pressão interna nos preços. Com o

salto da produção que tem se verificado nas últimas três safras o Brasil buscou mercados para

o arroz de menor qualidade – quebrado – em países da África retomando o perfil exportador.

Contudo, esse perfil se voltou a um tipo de arroz de baixa qualidade. Mas, no agregado o

quadro de déficits na balança não foi revertido.

Segundo o IRGA o Brasil para a safra 2007/08 conforme previsão deverá galgar

novos mercados para arroz elaborado além de manter os já conquistados (LAVOURA

ARROZEIRA, 2008). Dessa forma, segundo o IRGA haveria atenuação da pressão exercida

pelo arroz uruguaio e argentino sobre os preços internos, o que garantiria para o setor uma

rentabilidade mais elevada. Considerando a safra 2007/08 e a crise dos mercados de

alimentos, a possibilidade de exportação proporcionaria essa consolidação até mesmo com

real valorizado

. A Figura 8 traduz essa variação do comportamento da Balança Comercial

brasileira de arroz em casca.

Ambos os valores das rendas estão deflacionados pelo IGP-DI da FGV – dezembro de 2007. Segundo o Rice

Almanac (MACLEAN et al., 2002) depois de dois anos de resultados positivos em (2002/03 e 2003/04) as duas

safras seguintes foram de resultados adversos para as principais regiões produtoras do cereal, ou seja, padrões

cíclicos.

As boas cotações internacionais do arroz em 2008 elevaram as exportações brasileiras do cereal beneficiado.

Segundo o AliceWeb (2008) as exportações brasileiras do primeiro semestre cresceram cerca de 1.000%. Entre

janeiro e junho foram exportadas cerca de 100.728 toneladas de arroz ante um total de 56.784 toneladas

exportadas entre janeiro e dezembro de 2007.

-2500

-2000

-1500

-1000

-500

500

1000

1960

1963

1966

1969

1972

1975

1978

1981

1984

1987

1990

1993

1996

1999

2002

2005

Ano

Mil toneladas

Fonte: Elaboração própria com dados FAS/USDA (2008).

Figura 8 – Balança Comercial brasileira, em mil toneladas – base casca.

(1960/2008).

Nos últimos 15 anos essas importações têm se concentrado no Mercosul e nos Estados

Unidos. O histórico das importações com origem do Mercosul, conforme o AliceWeb (2008),

representam cerca de 54,81% do total importado pelo Brasil.

O remanescente das aquisições tem origem os Estados Unidos (40,65%) e o restante

em países asiáticos como Tailândia e Vietnã. Essa lista também inclui China e Índia – outros

grandes exportadores mundiais, mas, estatisticamente insignificante. Conforme a Tabela 7 o

Uruguai deteve cerca de 24,66% entre 1991 e 2007, atrás de Argentina e Estados Unidos, com

parcelas de 29,79% e 40,65% do total importado pelo Brasil respectivamente.

Com auxílio dos dados de importações brasileiras de arroz fica evidente que o Brasil

tem como fontes principais os Estados Unidos, Argentina e o Uruguai. Nesse sentido, os

produtores desses países tendem a ser os maiores beneficiados com a redução tarifária

brasileira. O volume de arroz em casca importado pelo Brasil segundo origem está disposto na

Tabela 7.

Tabela 7 – Importações brasileiras de arroz em casca por origem – 1989/2008 – mil

toneladas.

Estados Unidos Uruguai Argentina Paraguai Vietnã Outros Total/Ano

1989

0 0 0 0 0 6 6

1990

66.955 3.720 0 0 0 1 70.676

1991

304.759 5.187 9.208 0 0 4 319.158

1992

9.252 11.078 69.432 0 0 900 90.662

1993

10.599 45.867 45.088 1.200 0 790 103.544

1994

193.284 39.526 12.271 450 0 0 245.531

1995

142.842 176.169 37.914 100 1.996 28 359.048

1996

4 114.054 41.210 7.933 0 0 163.202

1997

4 103.638 83.082 10.977 3 0 197.703

1998

317.167 129.502 126.161 1.681 0 20.673 595.185

1999

218.056 100.231 316.468 1.685 0 1.138 637.577

2000

74 0 175.775 24.567 0 6 200.422

2001

2 30.022 177.298 11.890 0 4 219.215

2002

6.523 84.998 121.783 7.797 0 1 221.102

2003

466.561 138.263 43.840 1.487 0 0 650.152

2004

61.985 92.773 47.824 11.595 0 120 214.297

2005

100 9.671 4.965 29.588 0 22 44.346

2006

1 3.262 1.171 26.374 0 0 30.807

2007

58 5.175 3.118 38.177 0 0 46.528

2008

0 1.549 1.550 11.884 0 0 14.983

Total/Origem

1.798.225 1.094.684 1.318.160 187.382 1.998 23.694 4.424.143

* – Dados parciais de importação (janeiro/abril).

Fonte: AliceWeb (2008).

Conforme o quadro de oferta e demanda brasileiro (Tabela 8) fica claro que o

consumo brasileiro é superior aos demais países do Bloco e sua oferta doméstica foi sempre

inferior em todo o período. Nesse sentido, as importações brasileiras de arroz representam

entre 8-9% do consumo interno nacional atual. É possível ainda verificar que nas últimas duas

safras as exportações aumentaram, contudo, a balança comercial brasileira de arroz em casca

continua negativa.

Tabela 8 – Quadro de oferta e demanda no Brasil (1991/2008).

Safra 1991/92 1995/96 1999/00 2000/01 2001/02 2002/03 2003/04 2004/05 2005/06 2006/07 2007/08

Área (1.000 HA)

4.614 3.858 3.655 3.142 3.149 3.186 3.732 3.921 2.996 2.975 3.000

Produtividade

(T/HA)

2,19 2,6 3,13 3,25 3,3 3,25 3,43 3,37 3,86 3,81 3,92

Estoque Inicial

1.659 2.085 1.369 1.656 1.171 538 586 1.342 1.746 1.114 564

Produção

6.871 6.820 7.771 6.936 7.070 7.053 8.712 8.999 7.877 7.703 7.993

Produção Casca

10.100 10.026 11.424 10.196 10.393 10.368 12.807 13.229 11.579 11.324 11.750

Importações

450 770 602 654 625 1.117 813 550 750 689 850

Oferta Total

8.980 9.675 9.742 9.246 8.866 8.708 10.111 10.891 10.373 9.506 9.407

Consumo

7.700 7.815 8.025 8.050 8.300 8.100 8.687 8.860 8.974 8.789 8.900

Exportações

0 8 58 22 25 19 79 282 282 150 300

Demanda Total 7.700 7.823 8.083 8.072 8.325 8.119 8.766 9.142 9.256 8.939 9.050

Estoques Finais 1.280 1.868 1.775 1.218 591 627 1.503 2.313 1.681 867 207

* - 1.000 Toneladas.

Fonte: Foreign Agricultural Service (FAS/USDA) adaptados pelo autor.

Por fim, a Tabela 8 salienta a superioridade do volume consumido e produzido pelo

Brasil em relação aos demais membros do Bloco. A área de aproximadamente 3 milhões de

hectares não é suficiente para suprir a demanda de quase 13 milhões de toneladas ano (base

casca) da população brasileira. Como já ressaltado, a área vem encolhendo, contudo, a

produtividade tem crescido proporcionando o aumento da produção.

4 ASPECTOS METODOLÓGICOS

O presente capítulo se dedica, primeiramente, a revisar os trabalhos fundamentais que

utilizaram o modelo de equilíbrio parcial para estimar os efeitos de uma mudança tarifária,

bem como, os principais trabalhos voltados para o Brasil que se cercaram desse objetivo.

Ainda, como a abordagem das elasticidades envolve a utilização de elasticidades-preço,

efetua-se uma revisão dos principais trabalhos que se preocuparam em estimar funções de

demanda e elasticidades de Armington para o Brasil. Também, este capítulo expõe a

metodologia e as fontes de dados empregados para atingir os objetivos propostos pelo

presente estudo.

4.1 Referencial Metodológico

4.1.1 Fundamentos matemáticos e teóricos do modelo de Equilíbrio Parcial: a abordagem das

elasticidades

Em termos de equilíbrio parcial, as técnicas empregadas para detectar ex post ou

estimar ex ante impactos no fluxo de comércio em decorrência de acordos de integração

variam segundo objetivos. Nesse sentido, são de grande evidência na literatura estudos que

levam em consideração modelos de equilíbrio parcial pela abordagem das elasticidades. Tal

metodologia é capaz de mensurar empiricamente efeitos advindos de uma mudança da

política de importação em função da formação de Acordos de Livre Comércio e uniões

aduaneiras, ou seja, mensuram efeitos estáticos advindos da abertura comercial

discriminatória entre países e/ou Blocos. As três abordagens de modelos de equilíbrio parcial

– crescimento da taxa de importação, gravitacional e abordagem das elasticidades – para

estimar o impacto no fluxo de comércio em decorrência de um acordo comercial são cruciais

na condução de uma Política Comercial.

O estado de equilíbrio “[...] é, essencialmente, uma situação na qual inexistem tendências para a mudança [...] e

por essa razão que a análise de equilíbrio [...] é conhecida como Estática” (CHIANG, 1982, p. 36).

A criação do Mercosul teve como objetivo principal a remoção de barreiras tarifárias e

não-tarifárias entre os membros do Bloco além de reduzir o nível de proteção tarifária do

então Mercosul

. O resultado dessas alterações na Política Comercial do Brasil, agora em

conjunto aos sócios, reflete em alterações dos volumes comercializados pelo país. Essa

mudança do quantum, na forma de criação e desvio de comércio, podem ser simulados ou

mensurados com um modelo de equilíbrio parcial ex post ou ex ante baseado em dados reais.

Conforme Laird e Yeats (1986, 1990) esses modelos, mesmo que limitados e

inferiores a modelos de equilíbrio geral, possibilitam inferir com grande nível de detalhe os

efeitos das alterações de políticas comerciais que conduzem a mudanças nas tarifas de

proteção.

A abordagem marshalliana de equilíbrio parcial é utilizada no intuito de verificar

possíveis conseqüências de uma mudança de preço relativo sobre a quantidade transacionada

e sobre a estabilidade do equilíbrio. Segundo Zini Jr. (1995), assume-se que as funções de

oferta e de demanda sejam estáveis, e que o nível de preços pode ser tomado como dado,

embora os preços relativos domésticos dos bens importados e exportados devam mudar em

decorrência da desvalorização da moeda ou alteração na proteção tarifária. O modelo de

equilíbrio parcial, isto é, um modelo de determinação do preço em um mercado isolado, ou

que apenas uma mercadoria é considerada – no caso do arroz – reconhece que os produtos são

diferenciados por país fornecedor e, com base nas equações usuais de oferta de exportação e

demanda de importação, são derivadas das expressões algébricas nas quais são estimados os

impactos potenciais comerciais resultantes da abertura dos mercados e adoção de uma Tarifa

Externa Comum.

Tal modelo calcula o efeito de primeira ordem de reduções tarifárias diferenciais, no

contexto estabelecido de acordos preferenciais de comércio como o Mercosul. Esses efeitos

variam entre estáticos e dinâmicos

. Jacob Viner em 1950 ao investigar os efeitos de uma

união aduaneira nas correntes de trocas fez sua distinção: a) a criação de comércio (CC),

decorrente da redução dos preços recebidos pelos importadores e do aumento dos preços

recebidos pelos exportadores

; e, b) o desvio de comércio (DC), decorrente do barateamento

dos produtos provenientes dos parceiros em relação aos produtos procedentes de nações que

não fazem parte do referido acordo (VINER, 1999).

Em uma perspectiva brasileira a adoção da TEC aprovada no Mercosul elevou a tarifa efetiva média de 1,9%

em 1993 a 4,4% nos produtos agropecuários (KUME E PIANI, 2003b).

Para uma discussão mais pormenorizada sobre os efeitos dinâmicos de um processo de integração ver Balassa

(1964, p. 155-247) e Machado (2000).

A diferença entre esses dois preços são as incidências de tarifas e das barreiras não-tarifárias, dos gastos com

transportes e serviços.

Para isso Viner (1999) adota as seguintes pressuposições

: os bens são homogêneos

(para consumo final); a competição é perfeita nos mercados de bens e fatores; há mobilidade

de fatores de produção dentro dos países, mas não entre os países; não há custos de

transportes; as restrições ao comércio se restringem às tarifas; os custos de oportunidade de

produção estão plenamente refletidos nos preços; a economia opera em pleno emprego e há

equilíbrio nas transações correntes.

Laird e Yeats (1986) trazem uma metodologia desenvolvida pela United Nations

Conference on Trade and Development (UNCTAD) e Banco Mundial

. Essa metodologia é

baseada na abordagem das elasticidades e possibilita inferir sobre os efeitos da formação do

Mercosul ou de qualquer outro acordo ou Bloco comercial.

O método foi inicialmente desenvolvido por Baldwin e Murray (1977) e, por meio de

equilíbrio parcial, possibilita mensurar os efeitos de uma união aduaneira pela utilização de

elasticidades-preço de demanda de importação.

Então, a abordagem das elasticidades estima a magnitude dos ganhos ou perdas em

negociações/acordos comerciais. A união aduaneira do Mercosul, na abordagem Vineriana,

pode ser vislumbrado sob duas óticas: Criação e Desvio de Comércio. Sob essa ótica e

abordagem, para mensurar a criação de comércio a notação utilizada é a seguinte

()

⎟

⎠

⎞

⎜

⎝

⎛

−+

ijk

ijkijkijk

tEmM

(1)

onde:

CC = criação de comércio do setor i;

ijk

= valor das importações do setor

no país

provenientes de membros e/ou K

terceiros;

ijk

= elasticidade-preço das importações;

ijk

= tarifa ad-valorem equivalente, incluindo tarifa aduaneira e barreiras não-tarifárias

(BNTs); e

Ver Robson (1987).

Tal metodologia é empregada no Software for Trade Analysis and Restrictions Trade (SMART), uma versão

simplificada do Trade Policy Simulaiton Model (TPSM) desenvolvida e disseminada pela UNCTAD e The

World Bank (WB). Vale lembrar que o software é limitado na medida em que as tarifas para alguns produtos não

captam a realidade, no caso do arroz ela é linear de 1991 a 2006 na casa de 10%, por exemplo.

As variáveis de fluxo (exportações e importações) referem-se a quantidades (peso ou unidades). A abordagem

matemática da criação de comércio está descrita no APÊNDICE B (página 123).

ijk

= elasticidade-preço das exportações.

Conforme salientado por Laird e Yeats (1986, p. 22) existe a possibilidade de assumir

a hipótese de uma elasticidade de exportação infinita. Tal opção é plausível na medida em que

as exportações não tenham muito peso no total da produção de

. A CC é agora definida por:

()

ijk

i ijk ijk

ijk

CC M Em

(2)

permitindo uma interpretação bastante simples. A redução na tarifa causa uma variação no

preço

()

ijk

⎡⎤

⎢

⎢⎥

⎣⎦

⎥

, que, multiplicada pela elasticidade-preço de importação e pelo

valor das importações no ano-base se traduz na variação nas importações.

Para o desvio de comércio há mais de uma metodologia na literatura. Primeiro,

Baldwin e Murray (1977) propuseram que a elasticidade de substituição é igual a variação

negativa na produção doméstica

(

)

CC V=−Δ

e o desvio de comércio é representado pela

variação negativa na importação de terceiros

(

)

, e, assumindo a pressuposição

de igualdade na substituição entre percentagem da mudança da produção doméstica e

importação d

ijE

DC Q=−Δ

e terceiros

ijE

⎟

, seus efeitos são representados então em função da

criação de comércio e dados pela e

ijE

⎛⎞

⎜

⎝⎠

xpressão:

)

(

i i iE ij

DC CC Q V=

(3)

onde representa as importações provenientes dos países que não se beneficiam do acordo

e a produção do país importador. Essa necessidade de se obter o nível de produção

doméstica do bem em questão limita esse tipo de abordagem. Tal limitação foi apontada por

Pomfret (1986) seguido de crítica quanto à subestimação para a mensuração do efeito de

desvio de comércio além de aludir para resultados viesados.

Sawyer e Sprinkle (1989) apresentam uma solução através do modelo de Verdoorn

(1960) que não inclui a produção doméstica do bem i no cálculo do desvio de comércio

ijk

ijE ijk

DC CC

⎛⎞

⎜

⎝⎠

⎟

(4)

onde

ijk

ijE ijk

⎛⎞

⎜

⎝⎠

⎟

)

representa a relação entre demanda de importações do país j pelo bem i

oriundo do país membro k e a notação E para terceiros, com relação às importações totais do

bem i pelo país j, oriundas ou não do país beneficiário.

Em um novo avanço uma abordagem mais complexa foi sugerida pela UNCTAD e o

World Bank conforme Laird e Yeats (1986). O modelo sugerido envolve a utilização de uma

elasticidade de substituição entre produtos provenientes de países beneficiados com o acordo

comercial e os produtos provenientes de países não beneficiados. A elasticidade de

substituição é definida por:

()(

()()

///

ijk ijE ijk ijE

MM MM

PP PP

Δ∑ ∑ ∑ ∑

(5)

em que k denota o preço e importações referentes a parceiros (os beneficiados com as

reduções tarifárias), e E denota preço e importações referentes a não parceiros. Assim, tem-se:

(

)

(

)

()()

...

ijk ijE

ijk

ijk ijE

ijk ijE ijk

ijk ijE

MMEs

MMMEs

∑∑

∑+∑+∑

∑

(6)

onde:

DC = desvio de comércio do setor i;

ijk

= importações dos parceiros de bloco;

ijE

= importações dos países não-parceiros – terceiros;

ijk

= preço das importações i no país j, proveniente de k (parceiro); e

ijE

= preço do produto i de terceiros.

Ainda Jachia e Teljeur (1999) reduzem (6), sem alterar a robustez do SMART, para

()

(

)

()(

)

... /

.. /

ijk ijE ijk ijE

ijk ijE ijk ijk ijE

MMEsPP

∑∑ Δ

∑+∑+∑ Δ

(7)

Assim, o impacto total da liberalização das importações pode ser medido como

iii

DCCCM +=Δ (8)

O resultado esperado, para o aumento do bem-estar mundial segundo a concepção

Vineriana, seria que a criação fosse superior ao desvio de comércio. Contudo, para estimar

tais efeitos a metodologia exige a estimação das elasticidades-preço e de substituição para o

setor ou tipo de bem que se pretende inferir. Em função disso, buscou-se tratar

exclusivamente da estimação dessas, em especial, as elasticidades-preço para o Brasil que

proporcionam um valioso subsídio para modelos de equilíbrio parcial. Esses trabalhos que

envolvem a estimação de elasticidades-preço e renda são mais freqüentes e isso se deve ao

fato de serem obtidas mais prontamente através de instrumentos de econometria usuais. Por

outro lado, até o momento, “os modelos econométricos para estimar elasticidade de

substituição são pouco confiáveis, além de serem raras as tentativas nesse sentido”, conforme

lembra Carvalho e Parente (1999a, p. 38) e existem dois trabalhos voltados para estimar tais

elasticidades – Armington – para grupo de produtos para o Brasil.

4.1.2 As estimações das funções de demanda de importações brasileira

Entre os trabalhos precursores para estimar a demanda brasileira de importações está o

trabalho de Abreu e Horta (1982). Nessa tentativa foram estimadas equações agregadas

desagregadas pelas categorias de uso – bens intermediários

, de consumo e capital – entre

1960 e 1980. A especificação do modelo base incluía, além do quantum importado por

total/por setor

(

)

, uma variável independente relativa ao nível de atividade – Produto

Interno Bruto Real

()

–, e outra variável correspondente a preços relativos

, , e o

(

PRI

)

Excluindo os valores referentes à comercialização de petróleo e trigo.

Entende-se por bens de consumo intermediários aqueles bens que são utilizados para produção de outros bens

tidos então como finais (SANDRONI, 2002).

Dado pela soma das quantidades de bens finais multiplicados por preços constantes.

O preço relativo exige que se considere dois preços absolutos – no caso interno e externo –, uma vez que é

definido como um quociente.

quantum de importações totais defasado

(

)

−

. O modelo foi definido com ambas as

variáveis em logaritmo natural, ou seja, log-log:

01 2 3 1

ln ln ln ln

ttt

M Y PRI M

ββ β

−

=+ + + +

(9)

onde

representa o termo de distúrbio aleatório (erro). Conforme a teoria econômica os

sinais esperados das elasticidades-renda e quantum defasado deveriam ser positivos e o sinal

da elasticidade-preço, negativo. Os resultados segundo os autores para o todo agregado foram

satisfatórios estatisticamente, enquanto as estimativas desagregadas por categoria de uso

foram em parte desapontadoras, pois, apresentaram alguns parâmetros não-significativos nas

diversas combinações testadas, revelando o complexo exercício de estimar esse tipo de

funções. No agregado, a elasticidade-renda reportada

foi de 2,525 e de – 0,487 para

elasticidade-preço. Para os bens intermediários, as mesmas ficaram em 1,111 e – 0,547

respectivamente.

Ainda, Zini Jr. (1988) também pesquisou a mudança de preços relativos e tarifas sobre

o saldo da balança comercial do Brasil. Para tanto, estimou funções de exportação e

importação para o país usando dados trimestrais dessazonalizados de 1970 a 1989. Para as

funções de importação supôs um modelo de economia pequena – oferta de importações

infinitamente preço-elástica – sob o modelo log-log dado por:

01 2 3 4

ln ln ln ln ln

tttt

MeTU

ββββ

⎛⎞

=+ ++ ++

⎜⎟

⎝⎠

(10)

onde

é a quantidade demanda por importação; é o preço de importação

dólares; é o preço doméstico dos produtos substitutos da importação; é a renda

doméstica expressa pelo Produto Interno Bruto Real; é o índice de ciclos domésticos; é

Segundo Abreu e Horta (1982) o coeficiente que representa a elasticidade-renda não foi significativo, assim

como aconteceu no trabalho de Dib (1981).

O Preço de Importação ( ) é dado pelo quociente entre o valor (US$) importado/exportado pela quantidade

(kg) importada/exportada.

a tarifa média; é a Taxa de Câmbio Nominal

é um termo de distúrbio aleatório.

Partindo desse modelo básico o autor testou mais três funções estáticas definidas como:

,,,,

fe PdTUY

⎛

⎜

⎝⎠

⎞

⎟

)

(11)

(

,,,,

f ePm Pd T U Y=

(12)

,,,,,

PWW Pm Pd

PWD PWW PWD

⎛

⎜

⎝⎠

TUY

⎞

⎟

(13)

em que e são os preços por atacado no resto do mundo e preço de importação

do resto do mundo, respectivamente. O autor utilizou uma abordagem econométrica um

pouco mais apurada que Abreu e Horta (1982) por selecionar um modelo adequado pelo teste

RESET-RAMSEY, além verificar a presença de autocorrelação (AR) e multicolinearidade. O

procedimento usado foi Mínimos Quadrados de Dois Estágios para os modelos de importação

com presença de AR e de Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) para aqueles que não

apresentaram AR. Também, estendeu suas análises do modo agregado aos produtos

industrializados, minerais e agrícolas. Quanto aos resultados, centrando a análise nos produtos

agrícolas, salientou a escolha correta do modelo log-log mesmo com um alto erro-padrão. Os

sinais para o preço de importação foram negativos conforme a teoria, contudo, somente na

função 12 o coeficiente da elasticidade foi significativo e, ainda, inelástico

PWW PWD

para todos os

modelos. Ainda, a taxa de câmbio incorporada pelos modelos não foi significativa, assim

como, os sinais do coeficiente para a tarifa estavam contrários a teoria. Os coeficientes

estimados para a variável renda-tendencial foram positivos e significativos nos três modelos,

sendo selecionado pelo autor a função (12), por sua melhor adequação e resultados.

Portugal (1992)

praticamente discutiu e aprofundou os trabalhos de Abreu e Horta

(1982) e Zini Jr. (1988), que incorpora testes de co-integração e o mecanismo de correção de

A Taxa de Câmbio Real, geralmente representada por , é igual a

, sendo a Taxa de Câmbio

Nominal,

o nível de preços no exterior (expresso na moeda desse país) e

o nível de preços doméstico

expresso na moeda corrente.

Os coeficientes da equação de demanda por importação de produtos agrícolas foram gerados a partir de um

modelo com base na função (12) para o preço de importação foi – 0,263 e 1,980 para a elasticidade-renda. Os

coeficientes para a equação agregada foram de – 0,181 e 1,280, respectivamente.

Uma metodologia semelhante, que incorpora o MCE, é também encontrada em Azevedo e Portugal (1998).

erros (MCE) para a demanda de importação brasileira. Também, buscou estimar as funções no

agregado, bem como, importações de bens de capital e intermediários. Foram utilizados dados

trimestrais e referentes ao período em que o Brasil ainda possuía o modelo de substituição de

importações datando do período de 1975 a 1988. Ainda, as séries foram transformadas em

logaritmo e não foram ajustados sazonalmente. A abordagem mais apurada levou em

consideração a ordem de integração das variáveis e a relação de longo prazo das mesmas

através da obtenção de um vetor co-integrado. Verificada a igualdade na ordem de integração

das séries, o autor sugeriu, então, trabalhar com as séries em nível e não removendo a

tendência à maneira de Box e Jenkins para não se perder as propriedades de longo prazo do

modelo, portanto, não diferenciando os dados antes da estimação. Na demanda para

importações totais o teste de raiz unitária mostrou que todas as variáveis consideradas eram I

(1) e também co-integravam. Sua elasticidade-renda foi substancialmente menor (0,344) em

relação àquela que era consenso entre Abreu e Horta (1982) e Zini Jr. (1988) e o coeficiente

para o preço de importação foi um pouco maior e quase elástico (– 0,910). Quanto aos bens

intermediários o coeficiente para o preço de importação ficou próximo da equação agregada

(– 0,908) e com uma elasticidade-renda de 0,972. Assim, para a elasticidade-preço os valores

ficaram relativamente mais próximos dos – 0,547 relatados por Abreu e Horta (1982). Ao

final, salientou a necessidade de desagregar os dados visando aumentar a quantidade de

informações disponíveis impedindo/diminuindo o viés, ou seja, devendo ser evitada a

abordagem mais generalizada/agregada.

Resende (2000), assim como Portugal (1992), procurou explorar um MCE para o

Brasil

. Contudo, Resende (2000) centrou mais sua análise em testar a adição de novas

variáveis explicativas ao modelo sugerido por Portugal (1992). Pois, parte do princípio que

nos países em desenvolvimento as importações são fortemente influenciadas por suas receitas

de divisas, ou seja, um aumento nessas levaria a uma redução das restrições de comércio e,

conseqüentemente, favoreceria as importações. Para isso, em seu modelo inclui uma proxy

que expressa a disponibilidade de divisas externas da economia brasileira além de dummies

para testar a existência de ruptura a partir da abertura comercial que se iniciou no Brasil

posterior a 1989 e com a implementação do Plano Real. Para o total agregado, a elasticidade-

renda encontrada foi baixa (0,543), assim como em Portugal (1992). A partir de 1990:1

salientou uma ruptura no coeficiente que se tornou bastante elevado (3,85) sugerindo que após

a abertura comercial as importações tornaram-se bem mais sensíveis a variações da renda. No

Utilizou séries temporais trimestrais que datam do primeiro trimestre de 1978 ao quarto trimestre de 1998.

caso da elasticidade-preço sugerida até 1994:3 foi inelástica ao preço de importação e após

esse período verifica-se a mudança no parâmetro para – 1,39 sugerindo que a estabilização

monetária elevou a sensibilidade dos agentes econômicos em relação às mudanças de preços

relativos das importações.

Para estimarem as equações de importação e exportação para o Brasil – dados anuais

do período de 1955 até 1995 – Castro e Cavalcanti (1997) também investigaram as

propriedades de integração e co-integração para nível de atividade e preços relativos. Assim, a

especificação das equações de importações por eles adotadas não difere das utilizadas nos

trabalhos já citados anteriormente. Um modelo em log-log que incluía o Produto Interno

Bruto (PIB) como a proxy para o nível de atividade e a Taxa de Câmbio Real (TCR) para os

preços relativos. Para o total de importação – em dólares – e renda testados na primeira

diferença não apresentaram raiz unitária, ou seja, eram integradas de primeira ordem – I (1).

Dessas variáveis, de ordem, foram indicados pelos autores até dois vetores de co-integração.

Contudo, relataram que as estimações apresentaram diversos problemas de confiança na

existência de relações de co-integração, mas, os parâmetros do ponto de vista estatístico eram

teoricamente robustos e plausíveis. Para as importações totais a elasticidade da Taxa de

Câmbio Real encontrada, ou , equivale a – 0,45 e 2,03 para a elasticidade-renda, as

mesmas para bens intermediários foram – 0,55 e 2,63, respectivamente.

TCRΔ

Carvalho e Parente (1999b) estimaram suas equações de demanda de importações

relacionadas ao comércio exterior segundo especificações semelhantes às utilizadas por

Portugal (1992). Tais especificações baseiam-se no modelo de substituição imperfeita com

características de livre diferenciação entre produtos domésticos e estrangeiros, preços também

diferenciados e baseados na função básica:

(

,.,,

)

fYTCRPmPdT=

(14)

(

***

,,,

)

fPmPdSY=

(15)

= (16)

em que

refere-se ao quantum de importações/exportações; Y é o Produto Interno Bruto;

é a Taxa de Câmbio Real; , o preço das importações; , o preço doméstico; T , a

TCR Pm Pd

tarifa de importação

; e , os subsídios à exportação. O sinal

(

)

indica que os valores

correspondem a economia estrangeira;

(

)

indica a equação de oferta; e

(

)

indica equação de

demanda. Os preços foram expressos em moeda estrangeira – dólares. Como Portugal (1992)

e Cavalcanti e Castro (1997) os autores constataram que as séries econômicas relacionadas às

estimações de equações de comércio – mensais referentes ao período de 1978 a 1996 – eram

integradas de ordem 1 – todas na forma logarítmica. Testando e comprovando a co-integração

das variáveis estimou as equações por meio de um MEC. As elasticidades-preço de longo

prazo para bens não duráveis e intermediários foram de – 2,003 e – 1,406 respectivamente.

Para a renda, o parâmetro não foi significativo no modelo e para os bens não duráveis (7,150)

e intermediários ficou na casa de 1,337. Os autores também relataram problemas com viés e

instabilidade nas estimações dos parâmetros. Apesar dos problemas os autores afirmaram que

os resultados são estatisticamente satisfatórios.

Holanda (1999) em seu trabalho objetivou incorporar às estimações já feitas no

passado dados mais recentes da economia brasileira. Para isso, formulou um modelo log-log

com variáveis trimestrais que cobriram o período do primeiro trimestre de 1975 até o último

trimestre de 1997. Utilizou o valor, em Dólares correntes, das importações

()

como

variável dependente; a variável para captar o efeito preço é a Taxa de Câmbio Real

(

)

TCR

Produto Interno Bruto como a renda doméstica

(

)

para captar o efeito renda. Ainda, utilizou

a variável reservas internacionais

(

)

como proxy para barreiras não-tarifárias.

(

)

fTCRYR=

(17)

O autor estimou funções de exportação e importação para o total agregado e

manufaturados utilizando o método de Mínimos Quadrados Ordinários. Em seus resultados

para os efeitos preço e renda, para a demanda por importação agregada, encontrou – 0,24 e

1,12, respectivamente. Os autores relataram a dificuldade de agregar no modelo variáveis com

ordens de integração diferentes, para isso, assumiram a hipótese de que ambas as variáveis

eram estacionárias. Assim, relataram que ambos os parâmetros foram significantes e os sinais

corresponderam ao esperado pela teoria.

Zini Jr. (1988) e Carvalho e Parente (1999b) avaliam que a utilização da variável Tarifa no modelo pode trazer

problemas de má especificação. Pois, conforme os autores, não existe uma série histórica para tarifas setoriais ou

por produtos confiável. No caso do arroz, ocorre o mesmo, seria difícil traçar um histórico de tarifas,

principalmente, no período anterior a 1994.

Carvalho e Negri (2000) seguem o mesmo modelo de equações verificados em

Carvalho e Parente (1999b) para estimar um modelo de comércio exterior, contudo, centram

suas análises nos produtos agropecuários. Os autores utilizaram séries trimestrais

que

começaram no primeiro trimestre de 1978 e terminam no primeiro trimestre de 1998. A

elasticidade-preço de importação demonstrou ter grande influência na quantidade importada

em uma relação de longo prazo. Conforme os autores a elasticidade encontrada foi de – 1,342.

A taxa de capacidade instalada

– proxy da renda – apresentou valor também acima da

unidade (1,200). Por fim, os autores ressaltaram a importância da taxa de capacidade instalada

e câmbio na quantidade importada pelo Brasil de produtos agropecuários. No caso das

exportações brasileiras desses produtos, o quantum se mostrou mais influenciado pelo nível

de atividade mundial e, em menor intensidade, pela Taxa de Câmbio Real.

Palmeira (2005) utilizou séries trimestrais que datam do primeiro trimestre de 1992

até o quarto trimestre de 1999 para estimar funções de exportações e importações do Brasil

para os países do Mercosul. O autor optou por considerar em seu modelo a adição de duas

variáveis dummy, a fim de captar os efeitos do Plano Real (junho 1994) e da desgravação

tarifária que culminou com a formação da União Aduaneira no Mercosul (janeiro de 1991)

concomitante à abertura comercial brasileira. Para a função de importação Palmeira (2005)

optou pela forma agregada que segue:

),,( YPdPmfM

= (18)

onde é o preço das importações, é o preço de bens domésticos e Y é relativo a renda

doméstica, traduzida pelo Produto Interno Bruto brasileiro. Em um passo posterior segundo a

teoria da demanda, propõe-se que:

Pm Pd

⎟

⎠

⎞

⎜

⎝

⎛

(19)

Como se observa a Taxa de Câmbio Real (

TCR

) não está incluída, então o autor

sugere para Argentina e Uruguai:

Conforme Carvalho e Negri (2000) as séries utilizadas apresentaram, em sua maioria, uma raiz unitária.

A taxa de utilização da capacidade instalada utilizada pelo autor foi captada junto à Fundação Getúlio Vargas

(FGV).

⎟

⎠

⎞

⎜

⎝

⎛

= TCR

fARGM

(20)

⎟

⎠

⎞

⎜

⎝

⎛

= TCR

fURUM

(21)

em que e representam as importações em valores reais feitas pelo Brasil

com origem na Argentina e Uruguai, respectivamente. A variável TCR seria a proxy que

contém o efeito preço na quantidade da demanda. O autor testou diversas combinações para a

demanda de importações da Argentina, dentre essas, o modelo de melhor ajustamento foi em

logaritmo e com a dummy referente ao período de transição do Mercosul e Abertura

Comercial no Brasil. Para o Uruguai, o melhor modelo dentre os testados foi estimado em

logaritmo e com inclusão da variável dummy relativa ao período de instituição do Plano Real.

A abordagem econométrica foi clássica sem adentrar nos pormenores da teoria de séries

temporais.

ARGM

URUM

Como se observa, nenhum dos autores supra-expostos abordaram especificamente um

capítulo da Nomenclatura Comum do Mercosul (NCM), à exceção da sugestão de Portugal

(1992) que aconselhou tal desagregação. No geral, os autores buscaram estimar funções

baseadas no agregado da demanda brasileira e, em alguns momentos, se aproximaram do

objetivo do presente estudo – nos casos em que desagregaram por categorias de uso. Ainda,

no caso que os trabalhos tangenciaram o objetivo deste, alertaram para a complexidade que

seria tratar das elasticidades em uma função desagregando por categorias. Apenas em

Carvalho e Negri (2000), por abordar o agregado agropecuário, forneceu alguma idéia sobre a

grandeza da variável da elasticidade que este estudo pretende estimar. Mas, desses estudos se

extraem as várias experiências e resultados relatados sobre as estimações de funções de

demanda e oferta de exportações/importações para o Brasil. A Tabela 9 que segue sintetiza os

principais resultados por esses autores.

Tabela 9 – Relação de coeficientes sugeridos para função demanda brasileira agregada

segundo autor.

Autores Elasticidade-Renda Elasticidade-Preço

Abreu e Horta (1982) 2,525 – 0,487

Zini Jr. (1988) 1,280 – 1,181

Portugal (1992) 0,344 – 0,910

Castro e Cavalcanti (1997) 2,030 – 0,450

Holanda (1999) 1,120 – 0,240

Carvalho e Negri (2000) 1,200 – 1,342

Resende (2000) 0,543 – 1,391

Fonte: Elaboração própria.

4.1.3 Elasticidades de Armington para o Brasil

Conforme ressaltaram Carvalho e Parente (1999a, p. 38) são raras as tentativas na

literatura nacional de estimar elasticidades de substituição para o Brasil. Em função disso,

alguns trabalhos que envolveram equilíbrio parcial adotaram como proxy para a ES o modo

como Erzan e Yeats (1992) abordaram a falta de cálculos para elasticidade desse tipo ou,

ainda, utilizaram as elasticidades de Cline et al. (1978) – dependendo do caso. Mais tarde na

literatura alguns trabalhos se voltaram a estimar as mesmas. Pois, assumir a presença de uma

elasticidade de Armington no modelo é tão importante quanto a estimação da elasticidade-

preço. A parte interessante da abordagem desse tipo de elasticidades é o pressuposto que o

consumidor distingue produtos por suas fontes. Esse tipo de pressuposto é utilizado também

em estudos de comércio internacional, em que os consumidores assumem a diferenciação

entre bens domésticos e aqueles importados substitutos, ou seja, a elasticidade de Armington

descreve o grau de substituição entre bens domésticos/do bloco e importados/externos ao

bloco (GALLAWAY, McDANIEL E RIVERA, 2003).

Erzan e Yeats (1992) estimaram o desvio de comércio simulando um acordo num

cenário que Estados Unidos estende preferências comerciais a exportadores da América

Latina. Escolheram uma elasticidade com valor meritório de – 1,5 e variaram esse valor meio

ponto para baixo e 1,0 para cima a fim de apenas testar a sensibilidade entre bens substitutos

em diferentes cenários. Pelo escopo da elasticidade de substituição seria possível inferir e

determinar o desvio de comércio conforme um cenário que alterne padrão inelástico ou

elástico conforme o grau de desvio em função da substituição, ou seja, o grau de elasticidade

entre bens provenientes de países beneficiados com a preferência e aqueles similares

provenientes de terceiros na ausência das elasticidades de Armington específicas.

Para suas simulações de alterações nas trocas brasileiras em função de uma abertura

aos moldes do projeto da ALCA, Carvalho e Parente (1999a) estimaram o desvio de comércio

por setores

da economia. Como medida de sensibilidade adotaram a elasticidade de

substituição meritória de – 1,5. Adicionalmente, procederam com a análise de sensibilidade

para um cenário que alterne o grau de substituição entre os bens numa amplitude de – 1,0 e –

2,0.

De maneira semelhante, em Carvalho et al. (1999) a elasticidade de substituição

meritória adotada foi de – 1,5 e alternaram cenários com versões elásticas e inelásticas a fim

de determinar o desvio de comércio advindo da liberalização comercial entre Estados Unidos

e Brasil. Nesse ínterim Nonnenberg e Mendonça (1999) em uma análise ex post do Mercosul

estimaram pela sensibilidade possíveis perdas para um mercado de produtos agrícolas. Os

autores começaram com uma elasticidade de substituição em – 1,5 e variaram a magnitude

entre – 0,5 e – 2,5 sob as importações desses produtos pelo Brasil. Esse mesmo padrão de

inferência utilizado por Nonnenberg e Mendonça (1999) sobre a sensibilidade das

importações foi adotado em Vasconcelos (2001) que mensurou o desvio de comércio para

grupos segundo NCM de produtos industrializados entre Brasil e Mercosul.

Até o surgimento dos trabalhos de Tourinho, Kume e Pedroso (2002) e Tourinho,

Kume e Pedroso (2003) as elasticidades de substituição eram puramente meritórias e, as

estimativas de desvio de comércio seguiram um mesmo padrão de avaliação por sensibilidade

nas trocas entre os países envolvidos por suas análises. Com a disponibilidade das primeiras

estimativas de elasticidades de substituição, para grupo de bens voltados para o Brasil, se

percebe a importância de estimativas de criação e desvio em função das experiências

realizadas para estimar impactos para novos avanços no sentido de liberalização tarifária. No

caso das elasticidades de substituição, os trabalhos anteriores ao cálculo de Tourinho, Kume e

Pedroso (2002, 2003) para o Brasil se baseavam em elasticidades usadas em Cline et al.

(1978) e no método de Erzan e Yeats (1992), os quais adotaram uma elasticidade para os

Estados Unidos de – 1,5 e, variaram em 0,5 pontos para cima/baixo a fim de medir o grau de

sensibilidade das importações e exportações americanas variando de cenários menos

pessimistas a outro mais pessimista nos ganhos/perdas com uma liberalização.

Por serem raras e inexistentes para o Brasil Tourinho, Kume e Pedroso (2002)

buscaram estimar para o Brasil elasticidades de Armington a fim de medir o grau de

substituição entre bens domésticos e importados para 28 setores industriais da matriz insumo-

Com base na equação (7) do capítulo anterior.

produto brasileira, referente ao período entre 1986 a 2000. Ao tratar as séries percebeu-se

séries que não co-integraram. Para contornar o imprevisto, os autores optaram por fazer

estimativas segundo quatro tipos de modelos. Além dos modelos em nível – com variáveis I

(0) – e co-integrados CI (1,1) estimaram dois modelos chamados de “mistos” que envolviam

variáveis com ordens de integração diferentes. Esses modelos “mistos” foram estimados com

variáveis I (0) e I (1) que apresentaram ao final resíduo I (0) e parâmetros significantes.

Ainda, as estimativas variaram em uma amplitude de 0,16 a 4,95, refletindo os diferentes

graus de substituição entre o bem importado e o produto produzido domesticamente na

indústria brasileira. Para o grupo “Beneficiamento de produtos de origem vegetal, fumo

”,

envolvendo variáveis sem raiz unitária, a elasticidade de Armington relatada foi de – 2,35. A

magnitude foi, segundo os autores, apontada como alta.

Contudo, em Tourinho, Kume e Pedroso (2003), os autores publicaram uma versão

revista de Tourinho, Kume e Pedroso (2002). As novas estimativas utilizaram a nova base de

dados com as revisões feitas pela SECEX/MDIC, que incluem as informações de 2002 e

adicionaram, também, a volatilidade da taxa de câmbio como variável explicativa. Da mesma

forma, encontraram limitações com a ordem de integração das séries utilizadas. Também, na

parte de séries temporais, foram descritas combinações de séries que não tinham mesma

ordem de integração. Defronte ao mesmo imprevisto, os autores optaram por quatro tipos de

modelos anteriormente descritos. De posse das novas estimativas, a amplitude do intervalo

permaneceu variando entre 0,16 e 4,95, refletindo os diferentes graus de substituição entre o

bem importado e o similar doméstico. Ainda, a nova estimativa da elasticidade de substituição

para o grupo “Beneficiamento de produtos de origem vegetal, fumo” ficou ligeiramente

superior a anterior, ou seja, – 2,47.

4.1.4 Modelos de Equilíbrio Parcial: aplicações aos fluxos brasileiros de comércio

Partindo das notas metodológicas sugeridas em Yeats e Laird (1986) alguns trabalhos

foram realizados tendo como foco o Brasil a fim de estimar impactos sobre os fluxos

comerciais a partir de um modelo de equilíbrio parcial, contudo, apenas diferem quanto às

elasticidades adotadas pelos autores. Ademais, essa gama de trabalhos voltados a mensurar os

O grupo seria o equivalente aos 71 produtos do grupo Produtos Alimentares.

efeitos estáticos da integração para o Brasil se dividem em dois grupos: um primeiro grupo

de artigos publicados entre 1999 e 2001 que tinham como elasticidades de substituição uma

calibragem default, como em Yeats e Laird (1986) para se utilizar o SMART e sugerido em

Erzan e Yeats (1992); e, o segundo grupo, de artigos que partem de 2001 até o presente, pois,

esses incorporam elasticidades de substituição de Armington calculadas por outros autores.

Até o surgimento dos trabalhos de Tourinho, Kume e Pedroso (2002) e Tourinho,

Kume e Pedroso (2003) a grande maioria das estimações sobre os fluxos comerciais eram

estimadas sem a presença das reais elasticidades de substituição para um agregado ou grupo

específico de bens. Em função da dificuldade de se encontrar tais elasticidades para o Brasil

alguns autores buscaram mensurar o desvio de comércio como foi feito em Erzan e Yeats

(1992).

De início, Carvalho e Parente (1999a) buscaram, então, simular cenários para uma

possível integração Brasil à Área de Livre Comércio das Américas

(ALCA). Assim,

utilizaram as elasticidades de longo prazo baseadas na função (14) e extraíram as mesmas em

Carvalho e Parente (1999b). Os dados de comércio utilizados são referentes a 1996 e a todos

os capítulos na Nomenclatura Brasileira de Mercadorias (NBM) similar a atual Nomenclatura

Comum do Mercosul.

Tabela 10 – Elasticidades de Longo Prazo para as importações brasileiras

(1978/1996).

Setor Elasticidade-preço (TCR)

Bens de Capital – 1,897

Bens Intermediários – 2,003

Bens Não Duráveis – 1,406

Bens Duráveis – 2,928

Bens Combustíveis – 0,561

Fonte: Carvalho e Parente (1999b).

Os autores com esses suplementos mostraram que a integração entre as Américas

traria para o Brasil um aumento muito maior no volume importado, frente ao incremento no

total exportado. Confirmando a consistência da metodologia de equilíbrio parcial mostraram

que a integração intra-americana incorreria em um desequilíbrio para a balança comercial

Boa parte da literatura produzida nesse grupo de trabalhos pode ser vislumbrada em Castilho (2002) que em

forma de resenha descreve alguns dos trabalhos que buscaram estimar os impactos de acordos comercias por

modelos de equilíbrio parcial, gravitacional ou geral.

As negociações para a criação da ALCA começaram em dezembro de 1994 com uma perspectiva de

integração continental da América.

brasileira. Contudo, a limitação fica na impossibilidade de inferir sobre os efeitos no nível de

produção, emprego, tecnologia entre outros. Dessa forma, Carvalho e Parente (1999a, p. 54)

chamaram a atenção na medida em que o modelo “não possibilita afirmações sobre o real

impacto econômico de longo prazo que uma negociação internacional poderia trazer ao

Brasil”. Por fim, confirmam a importância de simulações como essa para se obter ex ante,

indicações dos setores que deveriam receber uma maior/menor atenção do Governo brasileiro.

Em Carvalho et al. (1999) a sombra da ALCA levou os autores a inferir sobre o efeito

preliminar de uma integração entre Brasil e Estados Unidos (EUA) caso haja algum tipo de

acordo comercial entre esses países. A fim de inferir sobre os fluxos comerciais entre esses

países também empregaram um modelo de equilíbrio parcial. Os autores utilizaram as

elasticidades-preço de longo prazo para o Brasil baseadas na função (14) extraindo as mesmas

em Portugal (1992). Para o caso dos Estados Unidos, essas foram compiladas a partir de Cline

et al. (1978). Os dados de comércio utilizados eram referentes ao ano de 1996 e a todos os

capítulos na NBM.

De acordo com Carvalho et al. (1999), assim como em Carvalho e Parente (1999a), os

resultados apontaram para o mesmo lado. As importações brasileiras provenientes dos

Estados Unidos seriam superiores ao crescimento esperado das exportações para aquele

mercado. Embora, segundo os autores, exista a possibilidade de incremento de exportações

para os EUA, esse representaria um incremento muito pequeno em termos monetários.

Nonnenberg e Mendonça (1999) a fim de inferir sobre possíveis perdas de produção

na agricultura brasileira utilizaram, também, um modelo de equilíbrio parcial. De posse dessa

metodologia estimaram os valores da criação e desvio de comércio nos Países do Mercosul e

no resto do mundo

advindos da formação do Mercosul para alguns produtos agrícolas,

como: arroz; milho; trigo; leite e bovinos. Os autores, como novidade, além da desagregação,

estimaram suas próprias elasticidades-preço com dados anuais que datam de 1966 a 1995.

Para isso partiram da função genérica de importação agregada expressa como:

(

)

fYPmPd=

(22)

Lembrando que no caso do arroz houve uma redução tarifária também na Tarifa Externa Comum. Dos então

20%, agora, a TEC seria de 10% para terceiros e nula para os membros do Bloco.

onde a variável

foi definida como o quantum do bem importado, o preço doméstico,

sendo o preço de importação e Y a renda real

. Contudo, com uma amostra de tamanho

reduzido relaxaram as hipóteses básicas do MQO sobre estacionariedade e normalidade dos

resíduos (NONNENBERG E MENDONÇA, 1999, p. 7). Assumindo essas condições,

sugeriram as seguintes elasticidades-preço (Tabela 11):

Tabela 11 – Elasticidades de Longo Prazo para as importações brasileiras

(1966/1995).

Setor Elasticidade-preço

Arroz – 2,825

Milho – 3,356

Trigo – 0,388

Algodão – 2,605

Leite – 0,402

Bovinos – 1,400

Fonte: Nonnenberg e Mendonça (1999).

Os autores mostraram que a criação de comércio superou amplamente a substituição

de importação de terceiros países por parte do Brasil em favor dos membros do Bloco –

desvio de comércio – tanto individualmente como para o conjunto dos seis produtos. No caso

do arroz, esse fenômeno foi bem mais expressivo para os países do Mercosul do que para o

resto do mundo, além de salientar sobre a consistência da metodologia para a mensuração de

tais efeitos.

Vasconconcelos (2001) buscou avaliar, sob a ótica do equilíbrio parcial, os impactos

estáticos do processo de integração. O autor, motivado pela discussão dos efeitos distorcidos

do processo de integração para o Mercosul sugeridos por Yeats (1997)

, buscou levantar a

Conforme Nonnenberg e Mendonça (1999) a Renda Real resultou da diferença entre Produto Interno Bruto

brasileiro e os valores referentes a soma do total importado a fim de evitar dupla contagem.

Yeats (1997) preocupado com a proliferação de acordos regionais e seus efeitos para o comércio internacional

inferiu sobre o Mercosul utilizando dados de comércio para as categorias de Alimentos, Insumos Agrícolas,

Combustíveis Minerais, Metais e Conexos, Manufaturados e Máquinas e Material de Transporte. No artigo

avaliou a mudança de políticas comerciais no Mercosul no período entre 1988-1994. As ferramentas utilizadas

para inferir sobre os efeitos foram: o Índice de Intensidade de Comércio (IIC); Índice de Orientação Regional

(IOR) e Índice de Vantagens Comparativas Reveladas (IVCR). Através desse conjunto de Índices sugeriu, além

de uma reorientação, que a intensidade de comércio entre os países membros do Mercosul melhorou

significativamente em grupos de produtos que as vantagens comparativas anteriores a integração eram pequenas,

ou seja, em produtos de maior valor agregado. Dessa forma, alertou que haviam sido encontradas mudanças

substancias nas trocas intra-mercosul, em especial, no período de transição para a formação da União Aduaneira

no Bloco. Contudo, o autor se ateve só nas alterações nas políticas comerciais e esqueceu que no Mercosul,

principalmente, Brasil e Argentina, além da abertura comercial, emergiam para uma estabilização monetária e

um ajustamento fiscal. Ao afirmar que o comércio ficou mais distorcido no período posterior ao Tratado de

criação e desvio de comércio através dos fluxos de comércio nos setores de Produtos das

Indústrias Químicas e Conexas (capítulos 28 a 38); Plástico e Borrachas (capítulos 39 e 40);

Pastas de Madeira e Papel (capítulos 47 a 49); Matérias Têxteis (capítulos 50 a 63); Metais

Comuns e Suas Obras (capítulos 72 a 83); Máquinas e Aparelhos, Material Elétrico (capítulos

84 e 85) e Material de Transporte (capítulos 86 a 89). As elasticidades-preço por categorias de

uso utilizadas pelo autor, assim como em Carvalho e Parente (1999a), foram extraídas em

Carvalho e Parente (1999b). Os resultados obtidos por Vasconcelos (2001) contrapuseram as

afirmações em Yeats (1997)

. Segundo o autor, no agregado dos setores, a criação de

comércio na ótica brasileira estaria entre 14,3% e 12,9% das importações efetivamente

ocorridas em 1991. Igualmente, o desvio de comércio

estaria entre 3,2% e 15,3%. Logo, no

agregado, o autor confirmou que a criação de comércio no Mercosul para o conjunto de bens

superou o desvio.

Essa preocupação de uma integração do Brasil com mercados como Estados Unidos e

Canadá, pela ALCA, também ficou marcada em Negri, Arbache e Falcão Silva (2003). Os

autores buscaram quantificar o impacto sobre as exportações brasileiras para mercados como

Estados Unidos e Canadá. Assim, com a eliminação total de tarifas, segundo os autores,

verifica-se um aumento de US$ 699 milhões para os EUA e US$ 53,7 milhões para o Canadá.

Como buscaram apenas saber da penetração das exportações brasileiras em outros mercados

não foram estimadas elasticidades-preço

para o Brasil. Dessa forma, as elasticidades-preço

referentes a Estados Unidos e Canadá foram obtidas junto ao Trade Group at World Bank.

Depois da ampla gama de aplicações do modelo de equilíbrio parcial, ainda existe

espaço para uma utilização regional desse. Omar, Braz e Ródenas (2006) buscaram analisar os

efeitos da economia Argentina na economia do Rio Grande do Sul, sob a luz do Tratado de

Assunção. Os autores escolheram 56 capítulos de produtos relativos a economia do RS

descritos na Nomenclatura Comum do Mercosul e que representavam cerca de 45% dos totais

de importação da Argentina para um período de tempo compreendido entre janeiro de 1995 e

junho de 2004 – com séries bimestrais. As elasticidades-preço foram estimadas pelo próprio

autor com base nas funções (18) e (20). Para o cálculo do desvio de comércio a abordagem

das elasticidades de substituição foi feita conforme os trabalhos Vasconcelos (2001),

Assunção reconhece que “análises de dados de comércio sozinhos não podem responder essa questão por

completo” (YEATS, 1997, p. 29).

A literatura sobre índices é vasta, contudo, poder-se-á resumir esses em Vollrath (1989) e o próprio Yeats

(1997).

Considerando que as elasticidades de substituição adotadas por Vasconcelos (2001) foram de – 0,5, – 1,5 e –

2,5.

Negri, Arbache e Falcão Silva (2003) não forneceram as elasticidades de substituição utilizadas para os

cálculos de desvio de comércio.

Nonnenberg e Mendonça (1999) e Carvalho e Parente (1999a) que se basearam na

metodologia sugerida em Erzan e Yeats (1992). Com os resultados os autores mostraram que

para o Rio Grande do Sul à medida que os bens tendem a ser substitutos, o desvio de

comércio aumenta – apenas no caso de se considerar a elasticidade de substituição de – 0,5 –,

pois, nos outros casos o desvio supera a criação de comércio. Ao fim os autores concluíram

que houve ganhos líquidos de comércio para o RS nas transações comerciais com o principal

sócio comercial do Brasil no MERCOSUL.

Em Kume e Piani (2004) verifica-se o avanço do emprego de um modelo de equilíbrio

parcial para o Brasil. Os autores em seu estudo contaram com elasticidades de substituição

calculadas para o Brasil. Kume e Piani (2004) com dados referentes ao período de 1999-2000,

na onda de estudos voltados para a ALCA, buscaram quantificar o impacto da formação desse

Bloco para a economia brasileira. A elasticidades-preço de importação para o Brasil dos

grupos de bens – bens de capital, bens intermediários, bens de consumo duráveis e não

duráveis e combustíveis/lubrificantes – são as mesmas utilizadas em Carvalho et al. (1999) e

as elasticidades de substituição entre bens foram as calculadas em Tourinho, Kume e Pedroso

(2002). De posse das estimativas, os autores mostraram que a eliminação das tarifas

aduaneiras dos EUA causaria um incremento de US$ 697 milhões nas exportações brasileiras

para aquele mercado. Esse aumento estaria baseado em produtos como calçados, suco de

laranja, vestuário e têxteis, cerâmicas, vidros e fumo. Estimaram, também, a eliminação de

barreiras não-tarifárias, assim, as exportações para o país americano teriam um acréscimo de

US$ 531 milhões. Em contrapartida, os Estados Unidos teriam um ganho potencial em 1.444

produtos e que atingiriam o valor anual de US$ 2,23 bilhões em 1999-2000 – com máquinas e

equipamentos entre os mais beneficiados. Com o modelo de equilíbrio parcial, os autores,

atentaram para as dificuldades de se alcançar equilíbrio nas negociações no âmbito da ALCA.

Kume et al. (2004) buscou avaliar ex ante o impacto sobre o comércio exterior

brasileiro sob a égide de um possível acordo de liberalização recíproca entre o Mercosul e a

União Européia (UE). Assim, as elasticidades-preço para os grupos foram extraídas em

Carvalho e Parente (1999b) e as elasticidades de substituição utilizadas foram as calculadas

em Tourinho, Kume e Pedroso (2003). Os resultados, pelo modelo de equilíbrio parcial,

indicaram um adicional de US$ 947 milhões na exportação de 184 produtos. Já o adicional

em importações estaria na casa de US$ 1.325 milhões.

Fonseca e Hidalgo (2006) aplicaram o modelo de equilíbrio parcial na ótica das

exportações agrícolas – café, cacau, soja, açúcar, suco de laranja e carnes para o período de

1999-2002 – brasileiras à luz de uma possível ALCA. Quanto às elasticidades-preço para os

EUA, os autores basearam-se em Cline et al. (1978) e as elasticidades de substituição

utilizadas foram retiradas do trabalho revisado em Tourinho, Kume e Pedroso (2003). O

resultado líquido encontrado seria de superação das exportações brasileiras se comparado ao

aumento das importações dos sócios. Assim, a eliminação tarifária geraria um incremento nas

exportações brasileiras de US$ 185,89 bilhões para os países da ALCA entre 1999 e 2002.

Desse modo, os diversos modelos sugeridos pelos autores foram testados para se

encontrar um, dentre todos, que melhor represente a demanda por importações brasileira de

arroz do Mercosul e total.

4.2 Metodologia e fonte de dados

4.2.1 Modelo SMART de Criação e Desvio de Comércio

O presente estudo é uma aplicação prática do modelo de equilíbrio parcial. Tal

metodologia, proposta em Cline et al. (1978), mais tarde se cristalizou com Laird e Yeats

(1986) através da UNCTAD em cooperação com The World Bank. O modelo de equilíbrio

parcial é uma técnica de simulação e quantificação de efeitos sobre os fluxos de comércio

induzidos por trocas nas condições de acesso a mercados. Em particular, pretende-se aplicar

esse de forma ex post com o propósito de quantificar o volume de comércio criado e desviado

em direção ao Mercosul no comércio de arroz em casca com a formação do Bloco.

Para obtenção dos resultados efetua-se uma abordagem pela ótica da demanda, ou

seja, pelo fluxo do cereal importado pelo Brasil entre janeiro de 1991 e dezembro de 2007.

Desse modo, sob a ótica da importação, o efeito total da redução tarifária para os membros do

Mercosul é captado pelo modelo. Segundo a ótica Vineriana, o efeito total estático é diluído

em dois componentes:

a) Criação de Comércio (CC), o qual mensura o aumento das importações brasileiras

de Argentina, Uruguai e Paraguai, segundo a redução dos preços relativos dessas

importações, vis-à-vis preços do mesmo bem doméstico, resultando em um

potencial aumento nas importações do Brasil, aliado a redução do excedente do

produtor brasileiro;

b) Desvio de Comércio (DC), o qual mensura o aumento das importações brasileiras

dos membros do Mercosul advindo da redução nos preços relativos dessas

importações vis-à-vis preços de terceiros, resultando em um deslocamento do fluxo

natural verificado na ausência de uma TEC, ou seja, a substituição de importações

com origem em produtores de terceiros ao Bloco em benefício dos produtores

locais do Bloco – Argentina. Uruguai e Paraguai.

Essa análise quantitativa será efetuada tomando por base o Sistema Harmonizado de

Designação e Codificação de Mercadorias, ou simplesmente Sistema Harmonizado (SH)

combinado com a Nomenclatura Comum do Mercosul. Sua composição, formada por oito

dígitos, permite que se verifique as especificidades dos produtos comercializados

externamente, em um ordenamento lógico, crescente e de acordo com o nível de sofisticação

das mercadorias. O resultado para a mensuração do efeito total no comércio de arroz no

âmbito do Mercosul segue conforme a metodologia.

4.2.2 Cálculo da Criação de Comércio

Posto que, a estimação da criação e desvio de comércio está diretamente aplicado, se

faz necessário mostrar passo a passo os cálculos, a fim de esclarecer as suposições

fundamentais da análise proposta. Particularmente, segundo Viner (1999), a CC depende de

três fatores, efetuando as devidas adaptações para o caso do arroz: a) o volume de

importações brasileiras de arroz em casca segundo origem; b) a elasticidade-preço para o

cereal, que define a porcentagem de troca na demanda por importação quando o preço de

importação no mercado brasileiro varia 1%; e, c) a mudança operada na tarifa.

Formalmente, a CC de arroz em casca no Mercosul é definida pela expressão:

()

aBM

aaBMaBM

aBM

CC M Em

(23)

onde:

CC = volume de comércio criado de arroz em casca;

aBM

M = valor das importações de arroz em casca brasileiras provenientes do Mercosul;

aBM

Em = elasticidade-preço de arroz em casca da função de demanda brasileira de importação

desse cereal do Mercosul; e

aBM

t = tarifa ad-valorem equivalente, excluindo barreiras não-tarifárias (BNTs).

Dessa forma, assume-se a pressuposição de Viner (1999, p. 108) de um mundo

dividido em três países, no caso, Brasil (A), Mercosul (B) e terceiros (C). O efeito da alteração

de política de importação será considerado sobre o bem-estar de A. Sendo que A é um país

pequeno

e não influencia o preço relativo do cereal internacionalmente. Na abordagem das

elasticidades, o a CC é então proporcional a elasticidade-preço da demanda, por conseguinte,

esse parâmetro influencia diretamente nos resultados da metodologia.

Finalmente, a expressão (23) é uma forma reduzida da equação (1). Um modelo que

contemple equilíbrio de mercado deve levar em consideração as combinações de preço e

quantidades geradas a partir da interação entre as curvas de demanda e oferta. Portanto,

estimar uma função de demanda a partir de uma curva individual seria incorreto. Contudo, a

fim de contornar esse problema, admitiu-se a elasticidade-preço de oferta como infinita. Essa

expressão, então, só é válida na medida em que se assume uma elasticidade-preço de

exportação infinita. Conforme salientado por Laird e Yeats (1986, p. 22) tal hipótese

incluída no modelo para assegurar que a elasticidade-preço de exportação independe da

quantidade importada e que os preços de exportação não irão variar em função do aumento de

importações do cereal.

A fim de determinar a elasticidade-preço de importação presente na expressão

algébrica (23), ou seja, caracterizar o nível de resposta da importação à variação do preço

internacional recorre-se a uma equação de demanda de importações. A abordagem das

elasticidades veio à luz nas décadas de 30 e 40 como uma adição à análise keynesiana do

multiplicador de comércio exterior

. Conforme Zini Jr. (1995) tal abordagem – cujo trabalho

seminal é de Marshall – analisa o impacto que uma mudança nos preços relativos tem sobre o

balanço comercial agregado, ou, nesse caso, na demanda pelo referido cereal.

Segundo o USDA (2008) a média das importações totais brasileiras de arroz em casca entre 1989-2007,

responderam por apenas 2% do consumo interno em 2007 – 13 milhões de toneladas – e 0,05% das 623,21

milhões de toneladas consumidas mundialmente nesse mesmo período. Em relação ao fluxo total de arroz em

casca, as importações brasileiras representaram apenas 0,56% do total mundial do cereal exportado em 2007 e

2% da produção de arroz local.

As expressões de criação de comércio, bem como as de desvio de comércio fornecem valores em quantidade,

devendo-se efetuar, em seguida, a multiplicação pelos preços, para se obter os impactos em valores monetários.

No caso de adotar a elasticidade de oferta como infinita e incluir valores em moeda corrente ao invés de

quantidades, os impactos de criação e desvio de comércio são obtidos em termos monetários.

Zini Jr. (1995) salienta duas lições importantes da análise do multiplicador: a) as importações dependem da

renda doméstica e, b) o saldo líquido na conta corrente é um componente importante da demanda agregada.

A abordagem marshalliana de equilíbrio parcial é utilizada no intuito de verificar as

conseqüências de uma mudança de preço relativo sobre a quantidade transacionada e sobre a

estabilidade do equilíbrio. Segundo Zini Jr. (1995), assume-se que as funções de oferta e de

demanda sejam estáveis, e que o nível de preços pode ser tomado como dado, embora os

preços relativos domésticos dos bens importados e exportados devam mudar em decorrência

de uma desvalorização cambial ou alteração de política comercial. No caso da CC, a questão

colocada é o efeito de uma mudança no preço relativo sobre o volume importado de arroz em

casca, no caso, gerado pela desgravação tarifária acordada através do Tratado de Assunção

que constituiu uma TEC entre Brasil, Argentina, Uruguai e Paraguai.

Parte-se, então, para estimação da demanda de importação brasileira no contexto de

bens substitutos imperfeitos, ou seja, uma função de demanda marshalliana (ordinária) que

relaciona o total da quantidade de arroz em casca importado pelo Brasil com a renda real

(

)

a fim de capturar a capacidade de gasto doméstico, o preço do bem importado

(

e o

preço de seu substituto doméstico

)

(

)

Pd medidos na mesma moeda.

A função genérica para a importação agregada é então expressa por:

()

123

, , 0, 0, 0

aBM B aB aBM

MfYPdPmFFF=∴>><

(24)

onde é a proxy da renda brasileira; é o preço do arroz em casca doméstico; é

o preço de importação do mesmo cereal proveniente do Mercosul e é a quantidade

importada pelo Brasil junto aos seus parceiros comerciais do Bloco. Ainda, se refere aos

sinais esperados da equação (27), ou seja, os coeficientes esperados das variáveis renda e

preço doméstico devem ser positivos e, negativo para a variável preço de importação.

aBM

Espera-se que aumentos na renda, bem como, no preço doméstico do arroz em casca

somados a uma apreciação da taxa de câmbio real, acarrete efeitos positivos sobre a

importação e o inverso ocorre no aumento do preço internacional do produto (CASTRO E

CAVALCANTI, 1997). No equilíbrio tem-se a igualdade entre importação e exportação:

ijk ikj

(25)

Considerando que as “relações lineares não são, em geral, suficientes para todas as

aplicações econômicas” (WOOLDRIDGE, 2006, p. 41) aliado a afirmação de Nonnenberg e

Mendonça (1999, p. 6) que “a teoria não sugere uma forma funcional como ideal” e tendo

como objetivo estimar a elasticidade-preço de importação de arroz com casca, nesse ínterim,

introduz-se uma versão log-log da função (24) tal como:

aBM B aB aBM

Q Y Pd Pm

ββ

=× × × ×

(26)

que, transformando em logaritmos a equação (26), tem-se:

01 2 3

aBM B aB aBM t

lnQ lnY lnPd lnPm u

ββ β β

=+ + + +

(27)

A opção pelo modelo log-log se deu pelo fato de as elasticidades serem fornecidas

diretamente. Sua utilização só é possível desde que os valores nas observações das variáveis

explicativas e explicadas sejam positivos

. Assim, o modelo torna-se conveniente na medida

em que se busca obter a elasticidade. Pois, de acordo com Hill, Griffiths e Judge (1999) a

elasticidade-preço demandada será o próprio parâmetro. Outrossim, Greene (1993, p. 238)

afirma que a forma logarítmica é a que melhor se ajusta para a demanda de importação sendo

útil em tais estudos. Ainda, ressaltando que aplicar uma transformação linear aos dados

suaviza a série e reduz sua escala eliminando possíveis problemas decorrentes quando se

trabalham com dados de grandeza elevada.

O método dos MQO será utilizado para obtenção dos parâmetros mantendo as

observações em nível. Contudo, em se tratando de séries temporais esse processo incorre em

risco. A hipótese de regressão espúria só será descartada se as séries tiverem uma relação de

longo prazo entre elas, ou seja, forem co-integradas.

A análise empírica parte da investigação das propriedades de integração e co-

integração das séries. Inicialmente, procura-se determinar a ordem de integração das

variáveis, através dos testes Dickey-Fuller Aumentado (ADF) e Phillips-Perron (PP),

utilizando-se dos valores críticos calculados fornecidos pelo software Eviews 5.0. Ainda,

verificada a ordem de integração das variáveis, resta identificar as relações de longo prazo

através dos testes de co-integração desenvolvidos por Johansen e Engle-Granger.

Em etapa posterior, espera-se que o modelo de regressão seja linear, corretamente

especificado, com ausência de multicolinearidade entre as variáveis explicativas, tenha

Para, , Chiang (1982, p. 257) complementa, afirmando que “qualquer número positivo

Y possui, necessariamente, um logaritmo único, t, na base b>1 [...] conseqüentemente, um número negativo, ou

zero, não possui logaritmo”.

log

tYY=⇔=

resíduo distribuído de forma normal

(0, )N

∼ –, parâmetros constantes e regressores fixos,

ou seja, os estimadores devem ser consistentes, eficientes e não-tendenciosos como as

tradicionais suposições sobre os erros:

()

,0,

E u Homocedástico

u u para i j ausência de autocorrelação dos erros

=→

=≠→

Por fim, na CC salientam-se novamente as limitações/restrições para a aplicação do

modelo sob a abordagem Vineriana de mensuração dos efeitos estáticos da integração no

Mercosul. Dessa forma, a equação de CC assume que a elasticidade de exportação é infinita

por estimar apenas a equação de demanda por importações. Ainda, lembrando que existem

outros modelos, gravitacional e de equilíbrio geral, que podem ser mais eficientes a fim de

estimar tais efeitos. Contudo, sua utilização é válida por proporcionar que se captem ex post,

por exemplo, esses efeitos em um único capítulo da NCM. Por conseguinte, o emprego do

modelo de equilíbrio parcial pela ótica da elasticidade é igualmente válido na medida em que

proporciona um grande detalhamento nos resultados encontrados.

4.2.3 Cálculo do Desvio de Comércio

O desvio de comércio para dentro do Mercosul é dado a partir da equação (6).

Contudo, para facilitar o cálculo procede-se em dois passos. Primeiro, é preciso saber a

mudança nos preços relativos. No caso de uma união aduaneira, a qual reduz a tarifa para os

membros do Mercosul a zero – TEC, o preço de importação dos países do Bloco relativo ao

preço de importação de terceiros cairá proporcionalmente à redução nos gravames.

Formalmente Laird e Yeats (1986, p. 23) salientam que a mudança nos preços relativos é

especificada em termos do movimento da incidência tarifária da fonte intra e extrabloco.

Assim sendo, é definida como:

()

aBM

aBE

−

(28)

sendo que o subscrito

representa as tarifas entre os membros do Mercosul no momento

anterior e no presente

(

−

= 0) ( 1)

. Da mesma forma que E se remete a mesma lógica

para não-membros/terceiros. Não havendo mudança nas tarifas aplicadas a terceiros

(

)

nesse caso os membros engajam no livre comércio sem a variação . A expressão (28) se

reduz a:

()

aBM

aBE

Pm T

−

(29)

Após o cálculo da mudança de preço relativo, segue-se para o cálculo do desvio de

comércio baseado na equação (7):

(

)

(

)

()()

... /

.. /

aBM aBE a aBM aBE

aBM aBE aBM a aBM aBE

MMEsPP

MMMEsPP

∑∑ Δ

∑+∑+∑ Δ

(30)

Como o desvio de comércio está diretamente ligado a sensibilidade da elasticidade de

substituição e na mudança de preços relativos com a alteração para uma nova TEC

, na

perspectiva de que quanto menor a TEC estabelecida, mais o preço do parceiro comercial se

aproxima do vigente no mundo, minimizando, assim, o desvio de comércio e favorecendo a

concorrência.

4.2.4 Fonte e base de dados

A base de dados do presente trabalho é composta por séries mensais que datam de

janeiro de 1991 a dezembro de 2007

. A quantidade importada de arroz

em casca foi

Ver Kume e Piani (2003a, p. 56-64).

Pelo fato de em determinados meses, entre janeiro de 1989 e setembro de 1991, o Brasil não ter importado o

cereal de nenhum país, para não constarem zeros nas séries de importação e preço de importação foi necessário

tomar as séries a partir de outubro de 1991 para a estimação da elasticidade-preço.

coletada junto ao Sistema AliceWeb da Secretaria de Comércio Exterior do Brasil (SECEX) e

sua medida é equivalente ao número de sacas de 50 kg

, bem como, o preço de importação

()

O Produto Interno Bruto Acumulado

( ) foi fornecido pelo Banco Central do Brasil

(BCB) deduzido o valor mensal acumulado das importações brasileiras conforme o Ministério

do Desenvolvimento, Indústria e Comércio Exterior (MDIC) a fim de evitar dupla contagem,

ambos na unidade padrão (milhões de dólares).

O preço interno

do arroz foi cedido pelo Instituto Rio Grandense do Arroz (IRGA).

Também foi medido em dólares por saca de 50 kg. A opção por variáveis em dólares (US$)

fez-se na medida em que o Brasil vivenciou uma sucessão de planos econômicos até meados

da década de 90. Ainda, todo o universo das variáveis estava expresso em moeda americana.

Dessa maneira, as séries foram deflacionadas pelo Producer Price Index (PPI) – equivalente

ao Índice de Preços no Atacado brasileiro – de fevereiro de 2008, o índice é mensalmente

publicado pelo Bureau of Labor Statistics (BLS) dos Estados Unidos.

A elasticidade de substituição adotada como proxy para o arroz em casca será retirada

de Tourinho, Kume e Pedroso (2003). Dessa forma, segundo os autores a elasticidade que

mais se aproxima do arroz em casca, conforme definido pelo IBGE, é a calculada para o item

“Beneficiamento de produtos de origem vegetal, fumo”. No caso, esse grupo não apresenta

elasticidade para o arroz em casca e sim para o arroz beneficiado. Assim sendo, o presente

trabalho toma como proxy a elasticidade do arroz beneficiado na ausência da elasticidade para

o arroz em casca.

A Companhia Nacional de Abastecimento (CONAB), de acordo com o capítulo 10 – Cereais – da

Nomenclatura Comum do Mercosul (NCM) considera o arroz em casca a soma do capítulo que vai de

1006.10.10 a 1006.10.92 e 1006.30.11 a 1006.30.29 para o arroz beneficiado. Para o período anterior, da

vigência da Nomenclatura Brasileiras de Mercadorias (NBM), a convergência para a NCM – 1989 a 1996 – os

códigos para o arroz em casca e beneficiado correspondem a 1006.10.0100 a 1006.10.9900 e 1006.30.0100 a

1006.30.9900, respectivamente. Ainda, vale ressaltar para trabalhos futuros, que a série referente às importações

da mercadoria 1006.10.0100 a 1006.10.9900, com origem do Uruguai, o dado de setembro de 1995, segundo a

Secretaria da Receita Federal (SRF) está com o valor incorreto e superior 105.485.500 kg da realidade para o

período.

A opção foi feita para seguir um padrão equivalente ao peso da saca comercializada no Rio Grande do Sul

conforme especificações do IRGA e de mercado. Vale lembrar que no Estado de Mato Grosso, o arroz é

comercializado em sacas de 60 kg.

Para se obter o preço de importação referente a saca de 50 kg no tempo t ( ) basta coletar, além da

quantidade (

) – peso líquido em kg – importada, o valor total ( ) do tempo tem dólares (FOB-US$)

importados pelo Brasil. Assim: .

VPmM=

Para o PIB foram utilizadas duas séries para os testes, uma série de PIB acumulada e, outra em valores

mensais correntes, ambos deflacionados. Contudo, mesmo que não ajustadas sazonalmente, os resultados foram

mais favoráveis para a série acumulada.

Os preços são referentes ao preço da saca de 50kg de arroz em casca irrigado cedidos pelo IRGA.

Quanto às restrições tarifárias e não-tarifárias para os cálculos da criação e desvio de

comércio uma restrição foi assumida. Assim, na medida em que é complexo estimar com

exatidão a intensidade das restrições não-tarifárias para o arroz

, foram utilizadas as tarifas

coletadas junto à Receita Federal (RF) e decretos do Governo publicados no Diário Oficial da

União (DOU), para o período anterior a TEC, e à Câmara de Comércio Exterior (CAMEX)

segundo histórico de boletins e resoluções publicados pela CAMEX, órgão que junto ao

MDIC passou a responder pelo controle tarifário brasileiro pós-TEC, para a variável T. No

caso do período da desgravação tarifária para os membros do Mercosul, a amplitude tarifária

utilizada seguiu a partir da aplicação do Tratado de Assunção, Anexo I. O histórico das tarifas

para terceiro está descrito na Tabela 12.

Tabela 12 – Tarifas Aduaneiras impostas pelo Brasil

ao arroz com origem de Terceiros.

Intervalo de Vigência

Início Fim

Ad-valorem

Nov. 1988 Dez. 1989 20

Jan. 1990 Jun. 1993 15

Jul. 1993 Ago. 1994 10

Set. 1994 Dez. 1994 8

Jan. 1995 Mai. 1995 10

Jun. 1995 Dez. 1995 20

Jan. 1996 Abr. 1996 10

Mai. 1996 Dez. 1999 13

Jan. 2000 Mai. 2001 15,5

Jun. 2001 Ago. 2003 13

Set. 2003 Dez. 2003 4

Jan. 2004 Dez. 2007 10

Fonte: Receita Federal (Relatório de Tarifas Aduaneiras – 1988-89), Decreto 8.085

(1989), Decreto 1.490 (1995), Decreto 1.767 (1995), Decreto 1.848 (1996), Decreto

2.376 (1997), Decreto 3.704 (2000), Decreto 2.624 (1998), Resolução CAMEX n. 16

(2001) e Resolução CAMEX n. 25 (2003).

Por fim, considerando a importância da variável câmbio, essa foi inserida

indiretamente junto à variável sendo dados coletados na base de dados do Instituto de

Pesquisa Econômica Aplicada (IPEAData) e referentes à Taxa de câmbio – efetiva real – IPA-

OG – exportações – índice (média 2000 = 100).

Como exemplo, no nº 4 do Boletim de Política Industrial (1998) para arroz e têxteis era condição para emissão

das guias de importação o pagamento à vista pelo importador.

5 ANÁLISE E DISCUSSÃO DOS RESULTADOS

A análise e discussão dos resultados presentes neste capítulo estão divididas em dois

momentos conforme os objetivos propostos. Nesse sentido, em um primeiro momento será

efetuada a análise do resultado para a criação e desvio de comércio no período da desgravação

tarifária ao longo da transição para a união aduaneira a fim de inferir sobre o efeito do

Mercosul sob a ótica Vineriana das UAs. Em um segundo momento, pretende-se estimar o

total de comércio criado com a formação do Mercosul, bem como, verificar os períodos em

que mais se criou comércio e o principal país beneficiado com a formação do Bloco.

5.1 A Criação e Desvio de Comércio no Mercosul: o caso do arroz em casca

Para iniciar a análise dos resultados, antes é preciso salientar as elasticidades

utilizadas para o modelo de equilíbrio parcial. Para o caso da elasticidade-preço de demanda

de arroz brasileira foi escolhido um modelo co-integrado rodado por MQO

, cuja elasticidade

é muito próxima a – 2,825 de Nonnenberg e Mendonça (1999), ou seja, o Quadro 1 traz a

elasticidade-preço de – 2,956. Para o caso da elasticidade de Armington foi utilizada como

proxy a estimativa da elasticidade de substituição de Tourinho, Kume e Pedroso (2003) para o

grupo “Beneficiamento de produtos de origem vegetal, fumo”, ou seja, – 2,47.

Parâmetros Testes

Produto

Const LPd LPm LY R

ajust

DW F

(p)

Arroz

10,6021 1,4325 - 2,9560 0,1275 0,7644 2,4242 0,0000

(p)

0,0000

0,0081

0,0000

0,0427

* - Denota rejeição da hipótese nula com grau de 1% de significância estatística.

** - Denota rejeição da hipótese nula com grau de 5% de significância estatística.

Quadro 1 – Equação utilizada para a elasticidade-preço de importação.

De acordo com Viner (1999) o ideal almejado por uma união aduaneira é que a

criação de comércio supere o desvio para que se atinja um estágio superior de bem-estar

As minúcias do modelo estão descritas no APÊNDICE A (página 109).

econômico com a formação de uma união aduaneira. O período de transição, que aconteceu

de forma linear e crescente entre 1991 e 1994 se traduziu nos resultados dispostos na Tabela

13.

Os efeitos de criação e desvio de comércio foram se acelerando à medida que a

desgravação tarifária brasileira acontecia. Nesse sentido, a criação e desvio de comércio com

início em 1991 foram crescentes ao longo do período de transição para uma união aduaneira.

Dessa forma, de posse dos resultados para o caso do arroz na formação do Mercosul é

possível inferir que no período em análise a criação superou em grande parte o desvio de

comércio. Apenas em 1994 que os números foram próximos, contudo, a criação ainda supera

em aproximadamente US$ 5.980,44 mil dólares.

A expressividade da criação é maior em 1994, pois, seu montante responde por

24,94% do total de arroz em casca importado pelo Brasil nesse período. O ano de 1994 é o

ápice também do desvio de comércio para os países do Mercosul, pois, juntos a criação e o

desvio de comércio respondem por aproximadamente 57,80% do total importado.

Como esperado, o efeito benéfico da união aduaneira prevaleceu sobre o ônus da

discriminação tarifária. No total, com a formação do Mercosul, estima-se que tenha sido

gerado uma criação de comércio em torno de US$ 42.808 mil dólares e um desvio de US$

19.656,24 mil dólares. Juntos, os efeitos estáticos da união aduaneira do Mercosul

representam cerca de US$ 62.465 mil dólares, ou, 30,27% do valor total importado nesse

período de análise. A Tabela 13 resume as estimações do modelo de equilíbrio parcial para o

caso do arroz no Mercosul.

Tabela 13 – Comparativo entre Criação e Desvio de Comércio para o Brasil no comércio

de arroz em casca – 1991/1994 (Em mil dólares).

1991 1992 1993 1994 Total

(A)

7.721,24 6.403,33 8.029,74 20.654,54

42.808,85

%(A/D)

7,97 27,48 34,34 32,86 20,74

(B)

2.324.43 329,74 1.327,97 15.674,10

19.656,24

%(B/D)

2,40 1,42 5,68 24,94 9,52

Efeito Total (C)

10.045,67 6.733,07 9.357,71 36.328,64

62.465,09

%(C/D)

10,37 28,90 40,02 57,80 30,27

Total Importado

(D)

96.855,25 23.299,34 23.384,19 62.853,25

206.392,03

Fonte: Elaboração própria.

5.2 Criação de Comércio: a afirmação do Mercosul no Mercado brasileiro de arroz

A desgravação tarifária promovida no item arroz com a formação do Mercado

Comum do Sul variou conforme sua classificação na Nomenclatura Comum do Mercosul. O

Programa de Liberação Comercial imposto desencadeou no Capítulo 10 da NCM, e em todos

os demais capítulos, uma redução tarifária progressiva, linear e automática

. Assim, o padrão

do Mercosul alude para uma opção de integração e liberalização via um Regionalismo Aberto.

Regional, pois, o Tratado de Assunção concebia um Mercosul para países fronteiriços e com

restrições tarifárias para terceiros, porém, “aberto” por iniciativa de impor uma Tarifa Externa

Comum que admita uma competitividade externa. Ambos os tipos de arroz, em casca ou

beneficiado, tiveram sua proteção externa reduzida em 50%. A proteção tarifária decresceu de

um nível de 20% ad-valorem até atingir os 10% atuais para terceiros. O fluxo de arroz e o

volume de comércio criado variaram conforme se desencadeava a gradual redução tarifária.

A fim de analisar os resultados das estimações da criação de comércio opta-se por

fazê-lo isolando os efeitos sob a ótica de cinco períodos. Os períodos ou cenários,

considerando a soma da criação de comércio, são dados como:

I) período que compreende a desgravação tarifária para os membros do Bloco

(julho de 1991 a dezembro de 1994) e alteração/redução para terceiros;

II) período no qual há intenção de captar o reflexo da eliminação total das

restrições tarifárias entre os membros e da imposição de uma TEC para

terceiros até, o período final da política de câmbio fixa brasileira (janeiro de

1995 a dezembro de 1998);

III) período que capta a mudança do regime cambial

brasileiro e a inércia da

TEC (janeiro de 1999 a dezembro de 2001);

Da mesma forma que “as restrições não tarifárias ou medidas de efeito equivalente, assim como, de outras

restrições ao comércio entre os Estados Partes” – conforme o artigo 5° do Tratado de Assunção foram

igualmente removidas.

Nesse instante exclui-se a possibilidade de considerar os possíveis efeitos positivos do Plano Real em conta de

se captar um único efeito sob uma mudança do mesmo ao longo de seu curso. Admitindo a estabilização

econômica proporcionada pelo Real e considerando os resultados de Hoffmann (2000, 2007) e da seqüência de

pesquisas POF/IBGE (1991, 1998, 2004) o efeito renda no consumo brasileiro de arroz tem pouca influência e

está diminuindo dentro dos domicílios de alguns estratos de renda. Prioriza-se então a Política Cambial do Plano

Real. Pois, a valorização artificial da moeda brasileira entre 1994 e 1999 pode ser tida como prejudicial à

agropecuária na medida em que transfere renda da agropecuária para outros setores e reduz o preço em reais de

produtos agropecuários estrangeiros importados forçando, via concorrência, uma redução no preço em reais do

produto nacional (BACHA, 2004, p. 54). Ainda, conforme lembra Zini Jr. (1995, p. 149), contraria a lógica de

“liberalização e ajustamento” da taxa de câmbio. Pois, ao reduzir a proteção tarifária, a taxa de câmbio é

apreciada não prezando preservar o equilíbrio da conta comercial e do nível de emprego. Vicente (2006) salienta

que a política de câmbio fixo afetou a balança comercial do agronegócio brasileiro, que após o fim da vigência,

IV) período que capta novas alterações, para baixo, da TEC no Mercosul

(janeiro 2002 até dezembro de 2004); e,

V) período em que se restabelece a inércia da TEC e de Real apreciado.

Analisando os resultados na Tabela 14, de pronto, percebe-se que a maior parte do

volume criado de comércio em função das reduções tarifárias para o arroz se concentrou mais

nos exportadores do Bloco do que em terceiros. Essa hipótese havia sido levantada, pois, boa

parte do arroz importado pelo Brasil vem do Mercosul. De fato, é verificado um potencial

maior de criação de comércio com a eliminação das tarifas, preferencialmente para aqueles

países que além de fazerem fronteira com o Brasil – que são fiéis sócios comerciais do Brasil

no mercado de arroz – Argentina, Paraguai e Uruguai. Do total criado de comércio com o

Mercosul, cerca de 76,56% foi criado entre os países do Bloco e 23,44% para terceiros.

Tabela 14 – Resultado da Criação de Comércio para o Brasil de arroz em casca –

1991/2007 (Em mil dólares).

Período CC no Mercosul (%) CC com

Terceiros

(%) CC Total (%)

I 21.112,24 7,74 21.696,61 25,99 42.808,85 10,35

II 113.410,07 41,60 27.655,91 33,13 141.065,98 34,11

III 72.729,18 26,68 12.254,71 14,68 84.983,89 27,40

IV 54.392,35 19,95 21.623,05 25,90 76.015,41 24,51

V 10.974,62 4,03 249,99 0,30 11.224,61 3,62

Soma

272.618,47

100%

83.480,26

100%

356.098,73 100%

Fonte: elaboração própria.

No período de transição para uma TEC a criação de comércio verificada para o

Mercosul mostrou-se tímida, pois, a desgravação foi progressiva e não imediata. De posse

dessa informação, a tomada de decisão dos importadores foi agir com cautela, em 1995 as

tarifas seriam nulas aliado a um real sobrevalorizado. No segundo período, em que as tarifas

para os membros já haviam sido removidas, houve um salto na criação de comércio paralelo a

um real ainda valorizado. Assim, a eliminação das restrições ao comércio intrabloco e o

câmbio apreciado acentuaram o potencial de criação de comércio desse período. O período II

representa cerca de 41,60% do total criado de comércio entre os membros e 31,85% do total

favoreceu novamente o vigor das exportações frente às importações – sem mencionar a atratividade externa para

produtos do complexo soja.

criado de comércio. Ainda, passado o primeiro período, era esperado que a oferta dos países

do Mercosul reagisse em resposta ao aumento da demanda brasileira (Tabela 14).

Esse feedback

da oferta é vislumbrado no salto de produtividade e produção de

Argentina e Uruguai. Na Argentina a produção da safra 1995/96 foi 51% superior a safra do

primeiro ano de Mercosul. No Uruguai, a produção cresceu cerca de 56% nesse mesmo

período. Já o Brasil nesse período, o setor ainda atordoado, manteve a produção praticamente

estagnada – com redução de 0,73% da produção e com uma diminuição ainda mais severa nas

duas safras seguintes.

A partir do período III, conforme Tabela 14, é perceptível a redução da criação de

comércio, na medida em que é influenciada pela apreciação do câmbio brasileiro e pelo

melhor desempenho da produtividade no Brasil – além de não haver novas alterações nas

tarifas.

Essa mesma tendência se percebe no período IV, em que o volume criado chega a

níveis inferiores ao período I, quando ainda existiam tarifas entre os membros do atual Bloco.

Dessa forma, se deduz que a produção nacional vem safra a safra avançando em eficiência.

Isto é um indício de que a produção brasileira de arroz tem grande potencial de resposta à

competitividade internacional.

Em vista disso, os períodos II e III juntos concentram cerca de 68,28% do potencial

criado com a remoção tarifária entre os membros do Bloco, enquanto para os não membros

esse percentual chega a 47,81% da criação de comércio. Os períodos II e III (1995/98 –

1999/2001) para membros e não membros concentram cerca de 63,48% do total criado dos

cinco períodos estudados. Assim, esses dois períodos podem ser apontados como uma fase

potencialmente mais aguda para a produção arrozeira no Brasil e Rio Grande do Sul.

O período II foi um período de queda acentuada de preços internos em função da

mudança de política comercial e de câmbio desfavorável para todo o agronegócio brasileiro –

além de outros fatores que afetam/afetaram também a competitividade do mercado de arroz

brasileiro. O período II pode ser apontado como o ápice do comércio criado com a total

remoção tarifária entre os países do Mercosul e uma tarifa externa comum 50% menor. A

repercussão desse período para o Rio Grande do Sul pode ser considerada grande, pelo fato de

Segundo Simon (1977) a decisão compreende três fases principais, as quais são indivisíveis e complementares,

estando também envolvidas por um constante feedback. Dentre as fases, vale lembrar que a primeira seria a

inteligência/investigação que compreende a análise da conjuntura, a segunda é tida como a fase de

concepção/desenho, que consiste em analisar os cursos da ação. Por fim, a terceira fase é a escolha, a qual

determina a linha de ação dentro das alternativas possíveis.

uma associação de agricultores gaúchos

ter impetrado, contra a União, uma Ação Cautelar

no ano de 2000 que pedia a suspensão de importações, ou mesmo, a imposição de cotas para

os membros do Mercosul.

Os períodos III e IV podem ser entendidos de duas maneiras que juntas explicam o

comportamento do efeito de criação de comércio para os membros do Mercosul:

a) As mudanças advindas da alteração na política comercial apresentam um

feedback para se acomodar e diluir os efeitos da união aduaneira, assim

como, a produção necessita de um tempo para se ajustar à mudança de

realidade entre o período I e II. Então, inicialmente existe um salto das

importações impulsionado pela alteração/eliminação das tarifas, alavancado

pela âncora cambial do Plano Real. Passado o efeito inicial, o potencial de

criação de comércio mostrou uma tendência de queda nos períodos

posteriores ao ápice no período II em função de o efeito se concentrar mais

no período em que são verificadas alterações nas barreiras tarifárias; e,

b) Como salientado anteriormente, a produção brasileira de arroz precisou

encontrar alternativas para superar a conjuntura desfavorável do período II.

Essa superação aconteceu baseada no aumento da eficiência produtiva.

Assim, a evolução da produção, observada desde a criação do Mercosul

coaduna com a acomodação na criação de comércio gerada intrabloco pós

fase aguda. Entre 1990/91 e 2006/07 o Brasil reduziu a área destinada ao

arroz em 29,87% aliado a um aumento de produção de cerca de 13,20%.

A dinâmica do comportamento da criação de comércio para terceiros seguiu um

padrão semelhante quanto aos períodos e a concentração do efeito criação de comércio. O

segundo período tem uma parcela considerável gerada pela redução das tarifas de 20% para

uma TEC de 10%. Assim como o período II favoreceu a criação de comércio entre os

membros, para terceiros, o período II concentrou cerca de 33,13% do que se criou de

comércio externamente. Mas como observado a criação de comércio favoreceu mais os países

do Bloco, pois, os valores de criação com terceiros representam cerca de 30,62% do que foi

criado entre os membros.

Para elucidação, reuniram-se a Associação dos Arrozeiros de Jaguarão, Associação dos Arrozeiros de

Caçapava do Sul, Sindicato Rural de Cachoeira do Sul, Sindicato Rural de Barra do Quaraí, Sindicato Rural de

Candelária, Sindicato Rural de Cacequi, Sindicato Rural de São Gabriel, Sindicato Rural de Jaguarão, Sindicato

Rural de Agudo, Sindicato Rural de Santa Vitória do Palmar, Sindicato Rural de Tapes, Sindicato dos

Empregadores Rurais de Dom Pedrito e Sindicato Rural de Uruguaiana.

Do segundo para o terceiro período averigua-se uma queda acentuada do potencial de

criação de comércio com terceiros. Contudo, na passagem do período III para o IV, a redução

do volume não segue em uma tendência decrescente como no caso do Mercosul. Essa

diferença de comportamento ocorre em função de novas alterações nos gravames externos do

Brasil pela Câmara de Comércio Exterior (CAMEX). Essas intervenções dessa instituição

foram motivadas pela iminência de desabastecimento.

Dessa forma, houve aumento de 76,46% do potencial de comércio criado com

terceiros no período IV. A dinâmica dessa criação acabou sendo semelhante entre os membros

do Mercosul e terceiros na medida em que quando os gravames são alterados, para baixo,

acarreta uma potencialização do volume de comércio a ser criado. Assim, enquanto para o

Mercosul o período IV caiu 79,82%, para terceiros a alteração promovida nesse período,

elevou a criação a patamares superiores ao período anterior.

Por fim, o quinto período, passado os efeitos das mudanças tarifárias, traduz a

acomodação das importações de terceiros. Sem mais alterações nas tarifas e com a

normalização da produção no Mercosul – incluindo Argentina, Brasil e Uruguai, as

importações e o potencial de criação de comércio tendem a diminuir. De fato, do IV para o V

período o comércio criado caiu bruscamente. O que se criou de comércio no período V foi

cerca de 98,38% inferior ao que se criou no período anterior – de alterações promovidas pela

CAMEX.

Assim, do ponto de vista agregado, cerca de 39,61% de comércio criado de arroz em

casca com o Mercosul se concentra no período II e a tônica da interpretação do agregado é

semelhante a do Mercosul. Pois, dos US$ 356.098,73 mil dólares criados com o comércio de

arroz, cerca de 76,56% se criou no interior do Bloco. Então, o período que mais potencializou

essa criação, foi sem dúvida, o momento em que as tarifas foram zeradas intrabloco e

reduzidas para terceiros entre o segundo e terceiro período. Posterior a isso, o volume

paulatinamente arrefece ao longo do período, considerando o fluxo intrabloco. De forma mais

severa, o período V foi quando menos se criou comércio em função da adaptação do setor

nacional à realidade imposta pelo Mercosul.

O efeito criação de comércio distribuído entre os países manteve padrão diferenciado

entre os períodos analisados. No caso da Argentina, que respondeu por aproximadamente

36,84% do comércio criado no Mercosul, com um potencial de criação concentrado no

período III. Esse período é muito representativo e responde por volta de 44,25% do que foi

criado de comércio de arroz com a Argentina. No período subseqüente, ocorre o já referido

arrefecimento do potencial de criação de comércio. Finalmente, o período V é o período onde

se verifica o menor potencial de criação de comércio.

No caso do Uruguai, segundo maior beneficiado segundo a Tabela 15, foi observado a

criação total de comércio de US$ 101.761,81 mil dólares, ou 28,58% do total criado no

Mercosul. O período em que mais se criou comércio, diferentemente da Argentina, foi o

segundo. O período II responde por cerca de 52,07% do total de comércio criado no Uruguai.

No período III ocorre uma queda brusca (80,29%) do potencial de criação de comércio.

Durante o terceiro período o Uruguai – que manteve a maior parcela do mercado

brasileiro ao longo do período II – dá lugar à Argentina que assume a posição de maior

fornecedora de arroz para o Brasil. Esse fato coaduna com os resultados supra-expostos, ou

seja, o período II foi quando mais se criou comércio no Uruguai e que foi superado pela

Argentina no seguinte. O período IV foi um momento de recuperação das exportações

uruguaias e o potencial de comércio criado ultrapassou novamente a Argentina. Contudo,

assim como na Argentina, a criação de comércio despencou no quinto período (Tabela 15).

Tabela 15 – Resultado da Criação de Comércio para o Brasil de arroz em casca por

membros do Mercosul – 1991/2007 (Em mil dólares).

Período

I II III IV V Total

Argentina 10.312,52 41.367,18 58.061,96 19.954,61 1.505,61

131.201,88

(%)

7,86 31,53 44,25 15,21 1,15 100,00

Paraguai 1.692,17 19.050,50 4.221,71 6.108,13 8.582,27

39.654,78

(%)

4,27 48,04 10,65 15,40 21,64 100,00

Uruguai 9.107,55 52.992,40 10.445,51 28.329,61 886,74

101.761,81

(%)

8,95 52,07 10,26 27,84 0,87 100,00

Mercosul 21.112,24 113.410,07 72.729,18 54.392,35 10.974,62

272.618,47

Externa 21.696,61 27.655,91 12.254,71 21.623,05 249,99

83.480,26

Total

42.808,85 141.065,98 84.983,89 76.015,41 11.224,61 356.098,73

Fonte: Elaboração própria.

O Paraguai, dentre os países do Mercosul, foi o que menos se beneficiou com a

desgravação tarifária promovida pelo Mercosul. Seus valores totais respondem por apenas

11,14% do total de comércio criado no Mercosul. Assim como no caso uruguaio, foi ao longo

do período II que mais se criou comércio. Contudo, o comportamento dos períodos

subseqüentes, mesmo que também apresente quedas em relação ao pico de comércio criado,

foi diferenciado. Ao invés de queda acentuada do IV para o V, verificou-se uma nova alta de

(40,51%). Esse é um sinal de reação da produção paraguaia que tem ganhado uma parcela no

mercado de arroz brasileiro. O comportamento da criação de comércio nos países do

Mercosul pode ser confirmado com os dados da Tabela 15.

6 CONCLUSÕES

Na formação do Mercosul, o risco de desvio de comércio era grande em função da alta

proteção dos países do Bloco. Assim, uma primeira crítica levantada contra acordos regionais

e, no caso, o Mercosul, foi de que o Bloco podia ser um desviador e não um criador de

comércio. No caso do arroz, essa hipótese existia em função de o Brasil depender, também, do

arroz dos Estados Unidos. Contudo, como as importações brasileiras estão historicamente

ligadas a Argentina e Uruguai esse efeito seria atenuado.

Também, é válido ressaltar que os valores encontrados, tanto para a criação quanto

para o desvio de comércio, são valores potenciais, não estando assim diretamente

relacionados com as modificações ocorridas nas importações brasileiras de arroz em casca a

partir do ano de 1991. Pois, os valores encontrados dependem diretamente dos valores das

importações correntes de um determinado ano, da magnitude da elasticidade-preço da

demanda de importação brasileira, da elasticidade de substituição e da variação das tarifas

aduaneiras do setor.

Sob a ótica do arroz em casca essa hipótese foi descartada ao se verificar que o

potencial de criação de comércio entre 1991-1994 foi superior ao desvio causado. Nesse

sentido, o efeito total estimado da união aduaneira do Mercosul para o comércio de arroz foi

de US$ 62.465,09 mil dólares. Desse total, cerca de 68,53% são oriundos da criação de

comércio e os US$ 19.656,24 mil dólares (31,47% do total do efeito líquido) restantes

respondem pelo que foi desviado para o interior do Mercosul. Esses resultados conferem ao

Mercosul um caráter positivo e criador de comércio para o setor de arroz.

Ainda é possível concluir que existe uma correlação forte entre o método de cultivo

irrigado e o volume de produção. Argentina, Uruguai e o Sul do Brasil, em especial, o Rio

Grande do Sul, são regiões predominantemente de cultivo irrigado, que apresentam os

maiores índices de produtividade do Mercosul. Nesse sentido, o potencial do aumento de

importação de arroz pelo Brasil, em função da desgravação tarifária, ocorreu na Argentina e

Uruguai, confirmando a posição de players no mercado brasileiro.

Na análise do efeito de criação de comércio efetuada sob a forma de períodos, a

criação de comércio no Mercosul, na casa de US$ 272.618,47 mil dólares, foi superior ao

volume criado com terceiros (US$ 83.480,26 mil dólares). E se concentrou nos primeiros

períodos, os quais se verificam as maiores magnitudes das alterações tarifárias. Os valores de

criação de comércio crescem ao longo do primeiro e segundo períodos e, posteriormente,

decrescerem, paulatinamente, na medida em que a produção brasileira é estimulada a

responder com aumentos de produtividade repercutindo da diminuição desse efeito.

Desse potencial criado no interior do Mercosul, é possível apontar a Argentina e o

Uruguai como os principais beneficiados com a alteração da política de importação brasileira

para o arroz em casca em decorrência da criação do Mercosul. Na Argentina, o efeito de

criação de comércio respondeu por 36,84% do total criado ao longo dos cinco períodos

analisados. No Uruguai, esse mesmo efeito é também positivo, porém com menor magnitude,

mas substancialmente representativo os 28,58% que se criou de comércio no Uruguai.

Em menor escala ficou beneficiado com a abertura do mercado brasileiro de arroz o

Paraguai. Que por sua falta de características e especialização na produção de arroz não

conseguiu se beneficiar em igual grau aos demais parceiros brasileiros do Bloco. Nesse

sentido, o Paraguai foi responsável por cerca de 11,14% do total de comércio criado com a

formação do Mercosul.

Os ganhos relacionados a terceiros mantiveram um padrão semelhante e se

concentram no II e IV períodos. Para terceiros, em especial os Estados Unidos, verificou-se

que com as constantes alterações de tarifa para terceiros repercutiram nas importações, ou

seja, demonstram alta sensibilidade com que as importações brasileiras de arroz respondem a

alterações das políticas de importação. Nesse sentido, os US$ 83.480,26 mil dólares de

potencial de comércio criado ao longo dos cinco períodos representam cerca de 23,44% do

total criado e apenas 30,62% do que se criou com os membros do Bloco.

Por fim, de posse dos resultados é possível inferir sobre futuras alterações da TEC

para o setor e seus efeitos sobre os fluxos de comércio além de ser possível vislumbrar que

novas alterações da TEC – para baixo – podem se traduzir em aumentos de importação de

arroz dessas terceiras fontes, principalmente, dos Estados Unidos. Ainda, como sugestão de

trabalhos futuros, recomenda-se uma aplicação do mecanismo de correção de erros (MEC)

nesse modelo de demanda por arroz para o Brasil, em função de as séries serem co-integradas,

bem como, a estimação da elasticidade-preço para o arroz beneficiado que vem crescendo na

pauta de importação brasileira.

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108

APÊNDICE

109

APÊNDICE A – Descrição da abordagem econométrica do modelo utilizado

Essa seção se dedica a discutir e descrever o modelo de Mínimos Quadrados

Ordinários (MQO) utilizado para estimar a elasticidade-preço de importação brasileira de

arroz do Mercosul. Nesse sentido, este desenvolvimento foi deslocado para o Apêndice A,

contudo, a qualidade da discussão do modelo não foi relaxada.

A Figura 9 descreve o comportamento das séries utilizadas em logaritmo natural

para inferir sobre a estacionariedade dessas por meio de uma inspeção visual. Em LQ, para o

período compreendido entre 1991 e 1999, se percebe uma clara tendência de aumento das

importações de arroz com origem do Mercosul. De fato, essa tendência de alta se justifica ao

ponto que nesse espaço temporal, está contido o período de desgravação tarifária aplicado aos

países membros do Bloco e câmbio apreciado. No caso do arroz, em que o Brasil é um fiel

importador da Argentina e Uruguai, o efeito imediato esperado da união aduaneira, nessas

circunstâncias, seria de uma elevação na quantidade importada em função da eliminação

tarifária entre esses reduziria o preço relativo.

No período seguinte, paulatinamente esse padrão altista de importações começa a

arrefecer e variar conforme a demanda nacional após (re)ajuste do quadro de demanda e

oferta interna. Segundo o IRGA (2008) a partir desse período a produção nacional atinge

níveis de produtividade próximos aos membros do Mercosul se aproximando da quase

autonomia do cereal.

Em LPd, percebe-se uma tendência de baixa nos preços domésticos para o período. Os

preços pagos ao produtor mostraram uma persistente tendência de queda após o Mercosul. A

maior concorrência e competitividade do arroz platino se traduziram em pressão sobre os

preços internos, anteriormente protegidos, que se estenderam até o consumidor. Essa situação

tem sido determinante na motivação de intervenção do Estado sob forma de políticas

específicas para o setor, bem como, o produtor buscar reduzir custos e maximizar a utilidade

de insumos e terra. Como reflexo verificaram-se elevadas taxas de crescimento nas últimas

décadas da produção brasileira, principalmente no Estado do Rio Grande do Sul.

Em LPm, a série aparenta uma tendência muito semelhante a LPd. No cenário externo,

a produtividade também vem aumentando e, consequentemente a produção. O arroz, no

De acordo com Chiang (1982) um logaritmo de base e é chamado de logaritmo natural, tal que:

em que .

log

tXX=⇔=

2,71828...e =

Para um detalhamento maior das políticas Governamentais voltadas para setor ver Einloft (2006) e Oliveira

(2007).

110

cenário internacional igualmente vem em uma curva de preços decrescentes ao longo dos

últimos anos USDA (2008). Fato que se verifica também no preço de importação do cereal

para o Brasil.

Por fim, a série de LY não deixa clara sua tendência por ser uma série acumulada e

com presença de sazonalidade implícita. Mas, na forma corrente a série tem clara tendência de

alta que se acelera concomitante a abertura comercial mundial e do Brasil. De fato, ainda não

é possível inferir sobre essa série até que se teste a hipótese de raiz unitária.

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

1.8

2.0

2.2

2.4

2.6

2.8

3.0

3.2

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

LPd

2.0

2.4

2.8

3.2

3.6

4.0

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

LPm

Figura 9 – Comportamento do logaritmo da série de Quantidade de arroz em

casca importado do Mercosul (LQ), Renda Real (LY), Preço

Doméstico (LPd) e Preço de Importação (LPm) – set/1991 até

dez/2007.

Com base na Figura 10, que traz o diagrama de dispersão das séries, fica claro a

presença de autocorrelação em ambas as séries indicando um padrão de tendência. Em todas

as séries pôde se verificar que as médias não são constantes ao longo do tempo, bem como,

suas variâncias. Além de inferir sobre a tendência da série inspecionou-se as Funções de

Autocorrelação (FACs) e Função de Autocorrelação Parcial (FACPs) das mesmas.

111

8 9 10 11 12 13 14 15

LQ(-1)

14 15 16 17 18 19

LY(-1)

1.8

2.0

2.2

2.4

2.6

2.8

3.0

3.2

1.8 2.0 2.2 2.4 2.6 2.8 3.0 3.2

LPd

LPd(-1)

2.0

2.4

2.8

3.2

3.6

4.0

2.0 2.4 2.8 3.2 3.6 4.0

LPm

LPm(-1)

Figura 10 – Diagrama de dispersão da série de Quantidade de arroz em casca

importado do Mercosul (LQ), Renda Real (LY), Preço Doméstico

(LPd) e Preço de Importação (LPm) – set/1991 até dez/2007.

No Quadro 2, estão dispostas a FAC e FACP para a série LQ

, bem como suas

representações gráficas – correlograma. Seguindo uma distribuição normal padrão, com

intervalo de confiança de 95% para qualquer

, percebe-se que os lags da FAC são

significativos e diferentes de zero por estarem fora do intervalo de confiança

. Aliado a isso, a

FAC diminui muito lentamente ao longo dos 20 lags. De outro modo, a FACP apresente um

único lag significativo na primeira defasagem que diminui drasticamente tornando todas as

FACPs depois da defasagem 1 estatisticamente insignificantes. Conforme Gujarati (2000, p.

721) esse tipo de padrão é geralmente um indicador de não estacionariedade da variável. O

mesmo padrão pôde ser verificado nos correlogramas em anexo de LY, LPd e LPm).

No ANEXO B (página 129) estão as FACs e FACPs para as demais variáveis envolvidas no modelo.

O interalo de confiança está representado pelas linhas pontilhadas do correlograma.

112

FAC FACP FAC FACP Q-Stat Prob

1 0.833 0.833 137.34 0.000

2 0.732 0.127 244.10 0.000

3 0.634 -0.013 324.60 0.000

4 0.589 0.124 394.32 0.000

5 0.502 -0.107 445.22 0.000

6 0.455 0.056 487.28 0.000

7 0.417 0.052 522.75 0.000

8 0.418 0.107 558.69 0.000

9 0.411 0.056 593.53 0.000

10 0.405 0.018 627.59 0.000

11 0.434 0.163 666.88 0.000

12 0.432 -0.036 706.05 0.000

13 0.413 -0.033 742.10 0.000

14 0.353 -0.117 768.53 0.000

15 0.338 0.058 792.88 0.000

16 0.335 0.099 816.94 0.000

17 0.330 0.007 840.44 0.000

18 0.275 -0.107 856.89 0.000

19 0.250 -0.020 870.53 0.000

20 0.246 0.052 883.80 0.000

Quadro 2 – Correlograma de LQ.

Ainda, sob a ótica do conjunto das variáveis, é preciso que se formalize mais alguns

conceitos no campo das séries temporais. Nesse sentido, segundo Enders (2004, p. 171) “a

pressuposição do modelo clássico de regressão necessita que ambas as variáveis envolvidas

sejam estacionárias e possuam um vetor de erros com média zero, variância constante” e não-

autocorrelacionado. A presença de variáveis não-estacionárias no modelo se traduz em uma

violação dessa condição que é chamada de regressão espúria (GRANGER E NEWBOLD,

1974). Granger e Newbold (1974) sugerem que essas variáveis sejam examinadas através da

estimação de um caminho aleatório

partindo de

01tt

yaaze=+ +

(31)

generalizando em duas seqüências pelas fórmulas

Segundo Gujarati (2000, p. 725) o caminho aleatório é um exemplo de uma série temporal não-estacionária,

que se compara ao modo de andar de uma pessoa embriagada.

113

1tt

−

(32)

1tt

−

(33)

onde

são um processo ruído branco, ou seja, não-autocorrelacionados e

independente. Rearranjando em

()

δε

−

Δ= − +

(34)

em que

(1)

δρ

=−

e representam o operador primeira diferença que segue um esquema

auto-regressivo de primeira ordem, representado por AR (1), sob condição de que

para

que o processo AR não possua característica “explosiva”. Se

, entende-se que a variável

y tem raiz unitária. Dessa forma, tem-se como hipótese nula

:H 0

contra

:0H

A aceitação da hipótese nula indica a presença de raiz unitária e, portanto, se está

diante de uma série não-estacionária. Assim, uma série temporal na primeira diferença

torna estacionária, a série original (com caminho aleatório) é tida como integrada de ordem 1

e definida por I (1). Dessa forma, a ordem de integração de uma variável diz respeito ao

número de vezes que a série tem que ser diferenciada para que se torne estacionária

(ENDERS, 2004, p. 164).

Até o momento assume-se que as séries em questão possuem tendência e mostraram-

se não-estacionárias ao longo do período. Contudo, resta determinar se a tendência é do tipo

determinista ou estocástica. Os resultados dos testes

de Dickey-Fuller Aumentado

(ADF)

para raiz unitária são apresentados na Tabela 16, a seguir. O número de defasagens a fim de

A primeira diferença de uma série temporal é dada por:

1ttt

−

=− .

Os testes realizados seguem a seqüência sugerida por Enders (2004, p. 213).

Além do teste ADF utilizou-se também o teste de Phillips Perron (PP). Para uma revisão de literatura dos testes

ver Dickey e Fuller (1979), Phillips e Perron (1988) e Enders (2004). A interpretação de ambos os testes foi

satisfatória na medida que LQ as interpretações foram conflitantes. Contudo, tendo por base a maior robustez do

teste ADF, por acrescentar as defasagens no modelo auto-regressivo, assumiu-se esse como cerne na tomada de

decisão em classificar as séries com ou sem raiz unitária mesmo sob hipótese da ocorrência de um erro do tipo 2.

114

preservar a parcimônia do modelo auto-regressivo foi escolhido de acordo com os critérios de

Akaike Info Criterion (AIC) e Schwarz Info Criterion (SIC).

Tabela 16 – Resultados dos Testes de raiz Unitária.

t-ADF (ct)

AIC SIC Defasagens

-3,3359 0,0636 1,5705 1,6757 3

DLQ

-7,2968 0,0000 1,5042 1,7100 9

t-ADF (c)

AIC SIC Defasagens

-3,2222 0,0202 1,5724 1,6576 3

-7,1499 0,0000 1,5014 1,6936 9

t-ADF

AIC SIC Defasagens

-0,0724 0,6574 1,5014 1,6936 10

-7,1785 0,0000 1,4905 1,6653 9

t-ADF (ct)

AIC SIC Defasagens

-2,2334 0,4679 -2,8774 -2,6134 12

DLY

-2,1189 0,5314 -2,8589 -2,6125 11

D2LY

-172,8883 0,0001 -3,8235 -2,6147 10

t-ADF (c)

AIC SIC Defasagens

-2,1776 0,2153 -2,8866 -2,6402 12

-2,1199 0,2372 -2,8698 -2,6409 11

-173,4574 0,0001 -2,8545 -2,6433 10

t-ADF

AIC SIC Defasagens

-0,0724 0,6574 1,5014 1,6936 10

-7,1785 0,0000 1,4905 1,6653 9

-173,9240 0,0001 -2,8649 -2,6713 10

t-ADF (ct)

AIC SIC Defasagens

LPd

-2,9998 0.1350 -2,2724 -2,2048 1

DLPd

-9,3797 0,0000 -2,2487 -2,1808 1

t-ADF (c)

AIC SIC Defasagens

-2,7645 0,0654 -2,2743 -2-2236 1

-9,4046 0,0000 -2,2584 -2,2075 1

t-ADF

AIC SIC Defasagens

-0,4041 0,5370 -2,2592 -2,2083 2

-9,4304 0,0000 -2,2687 -2,2348 1

t-ADF (ct)

AIC SIC Defasagens

LPm

-3,5917 0,0331 -2,1045 -2,0367 1

DLPm

-10,9283 0,0000 -2,0751 -2,0073 1

t-ADF (c)

AIC SIC Defasagens

-2,9002 0,0472 -2,1126 -2,0448 2

-10,8688 0,0000 -2,0792 -2,0283 1

t-ADF

AIC SIC Defasagens

-1,3627 0,1602 -2,0834 -2,0325 2

-10,8179 0,0000 -2,0840 -2,0501 1

(ct) – presença da variável tendência e constante no teste; (c) – com constante.

Fonte: Elaboração própria.

De acordo com a Tabela 16, conclui-se que praticamente todas as variáveis na forma

logarítmica são não-estacionárias em nível com ou sem inclusão da constante, ou seja,

denotando um padrão I (1) – exceto pela variável LY que é integrada

de ordem 2 – e

Ehlers (2005, p. 6) salienta que para dados com características sazonais, como é o caso da variável LY, são

necessárias duas diferenças para induzir a estacionariedade aproximada. A operação da segunda diferença é dada

por:

tt t t

yy y y

−−

Δ=− +

115

estacionárias na primeira diferença. Nesse sentido a Tabela 17 resume o resultado para a

ordem de integração das variáveis utilizadas no modelo.

Tabela 17 – Ordem de integração das variáveis

utilizadas no modelo

Variáveis Ordem de Integração

LPd

LPm

Fonte: Elaboração própria.

Para descartar a idéia de regressão espúria e poder estimar por MQO a função passa-se

a análise de co-integração. Para isso, entende-se que séries co-integradas são aquelas séries de

mesma ordem de integração que no longo prazo caminham “na mesma onda” (GUJARATI,

2000, p. 732). Em outras palavras, é possível que séries de mesma ordem de integração

possuam uma combinação linear estacionária, ou seja, co-integradas e com resíduo

estacionário de ordem I (0). Existindo essa relação de longo prazo no grupo de variáveis, o

modelo co-integrado é denotado por CI (

d, b), para d indicando a ordem de integração das

variáveis do modelo e b é o número de vetores de co-integração presente na relação.

Entretanto, Enders (2004, p. 323) salienta que é possível encontrar uma relação de equilíbrio

entre grupos de variáveis que são integradas de diferentes ordens, nesse sentido, o autor

sugere a denominação da ocorrência de multi-co-integração.

Para descartar a hipótese de regressão espúria advindo do relacionamento entre as

variáveis, Enders (2004, p, 362) sugere o teste de Johansen que testa a existência de vetores

de co-integração entre o grupo de variáveis do estudo. O teste de Johansen

é dividido em

etapas: a) verifica-se a presença de raiz unitária nas variáveis e a ordem de integração; b)

estima-se o modelo co-integrado e determina-se o número de vetores co-integrados; e c)

identifica-se a ordem do modelo co-integrado.

Os pacotes estatísticos de hoje facilitam a obtenção das estatísticas sugeridas por

Johansen para verificar se as séries são ou não co-integradas. A primeira estatística

(Estatística do Traço) testa a hipótese nula de que as variáveis são não co-integradas contra a

alternativa da hipótese de um ou mais vetores de co-integração. Se a hipótese nula for

rejeitada, automaticamente é aceito que as variáveis possuem pelo menos um vetor de co-

Para um maior detalhamento dos testes ver Johansen (1988) e Enders (2004, p. 362-366).

116

integração. Nesse sentido, repete-se o teste para uma hipótese nula de um vetor de co-

integração contra a existência de dois ou mais vetores, e assim, sucessivamente. A última

estatística (Estatística do Máximo Autovalor) testa a hipótese nula de que o número de vetores

de co-integração é nulo, contra a hipótese alternativa de que o número de vetores é 1. Os

valores críticos de l

trace

e l

x podem ser obtidos em MacKinnon, Haug e Michelis (1999).

Geralmente, adota-se apenas uma das estatísticas anteriormente descritas. A Tabela 18 traz os

dados referentes aos testes do traço e do máximo autovalor.

Tabela 18 – Teste de co-integração de Johansen.

Máximo Autovalor Traço

Variáveis

Estatística V.C. 95%

Posto

r≤0** r>1 53,0233 32,1183 0,0000 96,1802 63,8761 0,0001 r=0

Variáveis do

r≤1** r>2 27,9977 25,8232 0,0255 43,1569 42,9153 0,0473 r=1

modelo*

r≤2 r>3 9,3913 19,3870 0,6837 15,1591 25,8721 0,5615 r=2

r≤3 r>4 5,7678 12,5180 0,4903 12,5179 12,5180 0,4903 r=3

* - Teste de co-integração com interceptos restritos e com tendência no VAR, 190 observações de março de 1992 a dezembro de 2007

fornecido pelo Eviews 5.0.

** - Denota rejeição da hipótese nula com um grau de 5% de significância estatística.

De pronto, assumindo a presença de tendência para o teste de co-integração, percebe-

se a rejeição da hipótese para não co-integração entre o grupo de variáveis, aceitando-se e

a existência de pelo menos um vetor de co-integração. Novamente, testando a hipótese nula,

agora de pelo menos um vetor de co-integração contra a hipótese alternativa de até dois

vetores de co-integração, rejeita-se para um vetor de co-integração entre as variáveis que

compõem o grupo. Ainda, em um terceiro momento, é aceita a hipótese nula que atesta a

presença de dois vetores de co-integração. Tal conclusão coaduna com a que se chegou em

testar Engle-Granger

(1987), ou seja, de que o erro é estacionário de média zero e variância

constante e, nessas condições, descartando a hipótese de regressão espúria.

Ainda antes de passar a analisar os resultados da análise de variância e os testes “t”

para os parâmetros é necessário descartar, também, a hipótese de multicolinearidade

imperfeita – imperfeita porque existe a inversa de

4 190 190 4

–, autocorrelação e condição

de homoscedasticidade do erro. Na multicolinearidade mesmo que os estimadores continuem

Engle e Granger (1987) a fim de verificar a hipótese de co-integração sugerem rodar o resíduo da regressão

por MQO por um modelo AR (1), ou seja, testando



uae

−



. A rejeição da hipótese nula com

implica que o grupo de variáveis do modelo são co-integradas por exibirem um resíduo estacionário em um

comportamento de longo prazo. No caso do presente modelo a hipótese nula foi rejeitada com um grau de 1% de

significância ao exibir um “p” de 0,00000. Para um maior detalhamento dessa metodologia ver Enders (2004, p.

235-238).

117

best linear unbiased estimator (BLUE), esta afeta a variância gerando estimadores não muito

precisos, na medida em que, gera maiores desvios-padrão. Um sinal de sua presença pode ser

a ocorrência de sinais contrários ao que se espera pela teoria para os estimadores.

Conforme Pindyck e Rubinfeld (1999) a variação do preço pode ocasionar um

consumo de maior/menor quantidade de mercadoria. Em outras palavras, os coeficientes LPd

e o LY devem possuir sinais positivos, contudo, o LPm deve exibir sinal negativo. Junto a

equação obtida por MQO que segue, encontram-se os desvios-padrão (dp), a estatística de

Durbin Watson (DW), o Coeficiente de Determinação Ajustado (

), os valores para “t” de

Student dos regressores, “F” de Snedecor do modelo em forma de p. Sendo p definido como

“o mais baixo nível de significância com o qual a hipótese nula pode ser rejeitada”

(GUJARATI, 2000, p. 122).

Ainda, levanta-se a hipótese da presença de heteroscedasticidade. Pois, uma alteração

da variância leva a intervalos de confiança e os testes de hipóteses que se utilizam desses

desvios-padrão podem ser enganosos. Do ponto de vista da multicolinearidade imperfeita, um

indicativo segundo Gujarati (2000, p. 334) seria um alto

e poucas razões “t” significativas,

ou, existindo uma forte correlação entre as variáveis que não 1, pois seria um caso de

multicolinearidade perfeita. Uma regra empírica é que o coeficiente de correlação entre duas

variáveis explicativas não seja superior a 0,9 em valor absoluto (HILL, GRIFFITHS E

JUDGE, 1999, p. 381). A Tabela 19 tem os resultados para a correlação simples entre as

variáveis explicativas, como se nota, nenhum resultado extrapola o postulado de Hill,

Griffiths e Judge (1999).

Tabela 19 – Matriz de Correlação entre as variáveis utilizadas.

LQ LY LPd LPm

1,000000 0,065395 0,009776 -0,125268

0,065395 1,000000 0,113311 -0,042328

LPd

0,009776 0,113311 1,000000 0,836135

LPm

-0,125268 -0,042328 0,836135 1,000000

Fonte: Elaboração própria.

Ainda, para estar certo da ausência da multicolinearidade imperfeita Gujarati (2000, p.

337) sugere o fator inflação da variância ( ). Então, para um modelo de k variáveis – Y,

intercepto/constante e (K – 1) regressores –, a variância de um coeficiente de regressão parcial

pode ser expressa como:

FIV

118



()

22 2

var . .

jj j

FIV

xR x

σσ

⎛⎞

⎜⎟

−

⎝⎠

∑∑

(35)

em que

é o coeficiente de regressão (parcial) do regressor

é o

na regressão

(auxiliar) de

sobre os demais (K – 2) regressores e é o fator inflação da variância.

“À medida que

FIV

aumenta em direção à unidade, ou seja, conforme aumenta a colinearidade

com os outros regressores, o FIV também aumenta e, no limite, pode ser infinito”

(GUJARATI, 2000, p. 337). Ainda, Gujarati (2000) sugere que o FIV não deva exceder 10.

O FIV encontrado foi de 4,333552. Com base na correlação entre as variáveis

explicativas e valor de FIV inferior a 10, descarta-se a hipótese de multicolinearidade. Ainda,

o teste de Breusch-Godfrey (BG) rejeitou-se a hipótese nula, de ausência de autocorrelação,

com 1% de significância estatística exibindo um “p” do “t” calculado de 0,000000.

Pela inspeção da Figura 11 é o termo de erro da equação (27) plotando-o em linha e

dispersão fica latente a presença de autocorrelação positiva, conforme a inspeção visual dos

gráficos aliado a estatística de Durbin (0,294575), logo está violada a suposição ausência de

autocorrelação –

(

)

uu i j=≠

-3

-2

-1

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

Erro

-3

-2

-1

-3 -2 -1 0 1 2 3

Erro

Erro(-1)

Figura 11 – Erro e Erro em função do Erro defasado – modelo sem ajustes.

119

Uma solução para correção é gerar Rho (

) através do esquema auto-regressivo de

primeira ordem:

1tt

−

(36)

para |

| < 1 e os

seguem as hipóteses dos MQO de valor esperado zero, variância

constante e ausência de autocorrelação, caso contrário, “

” não pode ser usado como fator de

correção dos parâmetros. Antes, gera-se um modelo a partir da equação (27) defasada, ou

seja:

111

01 2 3

ln ln ln ln

tttt

aBM B aB aBM t

Q Y Pd Pm u

ββ β β

−−−1

−

=+ + + +

(37)

Multiplica-se ambos os lados de (37) pelo escalar “

” gerado em (36):

111

01 2 3

ln ln ln ln

tttt

aBM B aB aBM t

QYPdPm

ρρβρβρβ ρβ

−−−−1

−

=+ + + +

(38)

Subtraindo (27) por (38), tem-se:

()

(

)

()( )

()

1 1

011

22 3 3

ln ln 1 ln ln

ln ln ln ln

t t

aBM aBM B B

aB aB aBM aBM t t

QQ YY

Pd Pd Pm Pm u u

ρβρβρβ

βρβ β ρβ ρ

− −

−−

−

−=−+−

+− + − +−

(39)

Sendo (39) agora expressa por:

** * * *

01 2 3

aBM B aB aBM t

lnQ lnY lnPd lnPm u

ββ β β

=+ + + + (40)

Rodando o esquema auto-regressivo de primeira ordem (36) obtém-se que

0,852471

Para inferir sob a presença de heteroscedasticidade, utilizam-se dois testes: a) White

com termos cruzados e b) White sem termos cruzados, ambos sob a hipótese nula de

homoscedasticidade dos erros. A Tabela 20 tem os resultados:

120

Tabela 20 – Resultados para o teste de White ( ). p

Com termos cruzados Sem termos cruzados

0,000020

F 0,002720

0,000052

0,003366

* - Denota rejeição da hipótese nula com grau de 1% de significância estatística.

Fonte: Elaboração própria.

Ambos os testes, de White, rejeitam a hipótese nula, ou seja, foi violada a suposição

da homoscedasticidade dos erros – existe heteroscedasticidade –, o que já era de se esperar,

por se tratar de séries temporais econômicas, “as quais muitas séries de tempo são

freqüentemente representadas como não estacionárias e, em particular, não mantendo uma

média constante ao longo do tempo” (BOX, JENKINS E REINSEL, 1994, p. 7). Dessa forma,

os estimadores ainda não são BLUE. No formato de matrizes, a suposição de

homoscedasticidade era expressa como

(

)

uu I

– I sendo a matriz identidade. Em

outras palavras, a variância varia no tempo e não é constante. Sob heteroscedasticidade infere-

se , onde ômega (

()

Euu

=Ω

) contém o padrão de heteroscedasticidade. Dessa forma,

os estimadores até aqui estimados deixam de ser BLUE por ter sido detectado uma variância

tendenciosa e inconsistente além de os testes de significância para os parâmetros não serem

válidos.

Logo, o modelo estimado AR (1) e corrigindo a heteroscedasticidade pela matriz de

covariância de White, chega-se a equação



19,0565 0,1275 1,4325 2,9560

(1,7974) (0,0625) (0,5354) (0,4336)

0,0000* 0,0427 ** 0,0081* 0,0000*

( ) 0,0000*

2,4242

0,7644

QLYLPd

=+ + −

LPm

(41)

* - Denota rejeição da hipótese nula com grau de 1% de significância estatística.

** - Denota rejeição da hipótese nula com grau de 5% de significância estatística.

Os testes “F” de Snedecor e “t” de Student medem a significância da regressão e dos

parâmetros respectivamente. Assim como em “F” e “t” a hipótese nula é de que o coeficiente

de regressão seja zero. Sua aceitação aponta uma conclusão de uma regressão ou o/os

121

parâmetros são não significativos. Se os valores de “t” e “F” calculados forem maiores que os

tabelados estarão na condição de rejeitar a hipótese nula e aceitar a significância dos

parâmetros e da regressão. Mas ainda, além dos “t” e “F” calculados pode se utilizar a

estatística p. Contudo, tanto para a regressão como para os parâmetros são significativos a um

grau de 5% de significância estatística. A Tabela 21 apresentadas os respectivos valores.

Tabela 21 – Resultados para os testes de significância dos parâmetros e regressão.

“t” de Student “F” de Snedecor

Estatística “t” P Estatística “F” P

10,6021 0,0000*

2,0404 0,0427**

157,5103 0,0000*

LPd

2,6757 0,0081* Regressão

LPm

-6,8178 0,0000*

* - Denota rejeição da hipótese nula com grau de 1% de significância estatística.

** - Denota rejeição da hipótese nula com grau de 5% de significância estatística.

Fonte: Elaboração própria.

A 5% de significância a regressão é significativa, assim como, todos os parâmetros da

regressão são significativos. Por fim, falta confirmar se os resíduos do modelo seguem uma

distribuição normal –

(0, )N

∼

, para isto Gujarati (2000) aponta o teste de normalidade de

Jarque-Bera. Assim, a hipótese nula é de que o resíduo segue uma distribuição normal

respectivamente. O Quadro 3 apresenta os resultados para o devido teste.

Estatística de Jarque-Bera

-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5

Series: Residuals

Sample 1991M11 2007M12

Observations 194

Mean 1.62e-12

Median 0.005713

Maximum 1.537596

Minimum -1.680251

Std. Dev. 0.476013

Skewness -0.039301

Kurtosis 3.762382

Jarque-Bera 4.748187

Probability 0.093099

* - Denota aceitação da hipótese nula com grau de 1% de significância estatística.

Fonte: Elaboração própria.

Quadro 3 – Resultados para os testes de Jarque-Bera para

normalidade.

122

Finalizando, para ambos os testes pode-se aceitar a hipótese nula com um grau de

significância de 5%. Assim, o resíduo segue uma distribuição normal com média zero e

variância constante. Dessa forma, satisfeitas todas as hipóteses do modelo clássico de

regressão linear, por Mínimos Quadrados Ordinários (MQO), o modelo estimado (46) fornece

diretamente a elasticidade-preço de demanda do Brasil para o Mercosul.

Assim, como o valor para a elasticidade do arroz em casca é de – 2,9560, ou seja, uma

variação de 1% no preço de exportação acarreta uma diminuição da importação de arroz em

2,96%. Para o arroz em casca, a elasticidade-preço é elástica, ou seja, a quantidade importada

é sensível a variação do preço externo. Finalmente, os gráficos de linha e dispersão do erro da

regressão demonstram o padrão estacionário do erro já ressaltado pelo teste de Jarque-Bera.

-2.0

-1.6

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

1.6

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006

Erro

-2.0

-1.6

-1.2

-0.8

-0.4

0.0

0.4

0.8

1.2

1.6

-2.0 -1.6 -1.2 -0.8 -0.4 0.0 0.4 0.8 1.2 1.6

Erro

Erro(-1)

Figura 12 – Erro e Erro em função do Erro defasado.

123

APÊNDICE B – Descrição algébrica do modelo utilizado

Para fins de análise do fluxo de comércio entre o Brasil e o Mercosul, foi utilizado o já

referido modelo de equilíbrio parcial na mensuração dos efeitos estáticos da formação de uma

união aduaneira. Nesse sentido o modelo depende de equações básicas como: a função de

demanda de importação de arroz do Brasil (j) pelo arroz (i) produzido pelo país (k),

(

ijk ijk ijj j

)

fPm Pd Y=

(42)

onde, é o preço do bem i no país j com origem em k; é o preço do bem i produzido

internamente em j;

ijk

ijj

Y é a renda do país j; e

ijk

é a quantidade demandada do bem i pelo

país j proveniente do país k.

De outro lado, a função de oferta de exportação do país k para o país j referente ao

bem i pode ser descrita por:

(

ikj ikj

)

fP=

(43)

onde, é o preço do bem i produzido pelo país k no país j e

ikj

é a exportação do país k do

bem i para o país j. No equilíbrio tem-se a igualdade entre a importação e exportação:

ijk ikj

(44)

Considerando uma situação de livre comércio e dado que sobre o bem i importado do

país k incide uma tarifa T ad-valorem cobrada pelo país j, o preço do bem i proveniente do

país k em j seria dado por:

(

ijk ikj ijk

PP T=+

)

(45)

A receita do exportador k, representado por

ikj

, é dada por:

Tópico baseado em Laird e Yeats (1986).

124

ikj ikj ikj

XP= (46)

Nesse sentido, dado o modelo básico definido pelas equações (42) a (45) e levando

em consideração os conceitos de elasticidades de oferta, demanda e substituição, pode-se

derivar as equações para o cálculo de criação e desvio de comércio. Para a criação de

comércio, primeiramente, considera-se o diferencial total da equação (45):

()()

.1 1 .

ijk ikj ijk ijk ikj

dP P d T T dP=+++ (47)

Dada a expressão clássica para a elasticidade-preço demanda de importação,

, e

rearranjando os termos:

ijk ijk

dM dP

⎛⎞

⎜

⎝⎠

⎟

(48)

Substituindo (45) em (47) e dividindo por chega-se a:

ijk

ijk ijk ikj

dP dT dP

PTP

(49)

Substituindo a expressão (49) em (48) tem-se:

ijk ijk ikj

dM dT dP

⎛⎞

⎜

⎝⎠

⎟

(50)

Considerando a elasticidade oferta de exportação,

, com respeito ao preço mundial

e rearranjando tem-se:

ikj ikj

dX dP

(51)

125

Com base na elasticidade-preço de oferta do país k para o bem i, pode-se encontrar a

taxa de crescimento do preço do bem i no país j. Assim, considerando inicialmente a

expressão (44), tem-se a igualdade entre a taxa de crescimento da importação e exportação:

ijk ikj

dM dX

(52)

Substituindo (52) em (51) e levando em consideração o resultado em (50), tem-se a

expressão para a criação de comércio, ou seja,

ijk

ikj

ikj x

⎛⎞

⎜⎟

⎝

⎠

(53a)

ijk

ikj ijk

ikj ijk x

dP dT

⎛⎞

⎜⎟

⎜

⎝

⎜

⎜⎟

⎝⎠

⎟

⎠

⎟

(53b)

.1 .

ijk ijk

ijk x ijk

dM dT

⎛⎞

∴

−=

⎜

⎜⎟

⎜

⎝⎠

⎟

(53c)

Portanto, a expressão para a criação de comércio é dada por:

.. .

ijk

ijk ijk

ijk

CC dM M

⎛⎞

⎜⎟

⎛⎞

⎝⎠

−

⎜⎟

⎝⎠

(54)

126

Caso se admita que a elasticidade-preço de exportação seja infinita, a expressão (54) é

dada por:

.. .CC

(55)

ijk

⎛⎞

⎜⎟

⎝⎠

127

ANEXO

128

ANEXO A – Histograma da série de Quantidade de arroz em casca importado do

Mercosul (LQ), Renda Real (LY), Preço Doméstico (LPd) e Preço de

Importação (LPm) – set/1991 até dez/2007.

9 10 11 12 13 14

Series: LQ

Sample 1991M10 2007M12

Observations 195

Mean 12.04355

Median 12.20547

Maximum 14.11862

Minimum 8.535033

Std. Dev. 0.993129

Skewness -0.603044

Kurtosis 3.066238

Jarque-Bera 11.85468

Probability 0.002666

14.5 15.0 15.5 16.0 16.5 17.0 17.5 18.0

Series: LY

Sample 1991M10 2007M12

Observations 195

Mean 17.17074

Median 17.45041

Maximum 18.34488

Minimum 14.42958

Std. Dev. 0.890978

Skewness -1.177030

Kurtosis 3.719407

Jarque-Bera 49.23058

Probability 0.000000

2.0 2.2 2.4 2.6 2.8 3.0

Series: LPd

Sample 1991M10 2007M12

Observations 195

Mean 2.451032

Median 2.479224

Maximum 3.074155

Minimum 1.919797

Std. Dev. 0.297298

Skewness -0.032702

Kurtosis 1.897387

Jarque-Bera 9.912763

Probability 0.007038

2.2 2.4 2.6 2.8 3.0 3.2 3.4 3.6 3.8

Series: LPm

Sample 1991M10 2007M12

Observations 195

Mean 2.825520

Median 2.805658

Maximum 3.777300

Minimum 2.187966

Std. Dev. 0.344491

Skewness 0.299806

Kurtosis 2.296756

Jarque-Bera 6.939449

Probability 0.031126

129

ANEXO B – Correlograma da Renda Real (LY), Preço Doméstico (LPd) e Preço de

Importação (LPm).

LPY

FAC FACP FAC FACP Q-Stat Prob

1 0.413 0.413 33.709 0.000

2 0.093 -0.093 35.441 0.000

3 -0.115 -0.144 38.089 0.000

4 -0.244 -0.163 50.072 0.000

5 -0.316 -0.184 70.221 0.000

6 -0.338 -0.203 93.503 0.000

7 -0.322 -0.228 114.70 0.000

8 -0.254 -0.234 128.00 0.000

9 -0.127 -0.212 131.34 0.000

10 0.069 -0.123 132.33 0.000

11 0.372 0.147 161.28 0.000

12 0.927 0.881 341.59 0.000

13 0.376 -0.509 371.41 0.000

14 0.079 -0.015 372.73 0.000

15 -0.115 0.035 375.56 0.000

16 -0.235 -0.015 387.41 0.000

17 -0.301 0.029 406.96 0.000

18 -0.322 0.049 429.41 0.000

19 -0.306 0.041 449.88 0.000

20 -0.243 0.014 462.83 0.000

LPd

FAC FACP FAC FACP Q-Stat Prob

1 0.945 0.945 176.79 0.000

2 0.875 -0.162 329.35 0.000

3 0.818 0.097 463.35 0.000

4 0.767 -0.012 581.62 0.000

5 0.717 -0.012 685.47 0.000

6 0.677 0.080 778.72 0.000

7 0.653 0.098 865.92 0.000

8 0.629 -0.027 947.32 0.000

9 0.602 -0.015 1022.1 0.000

10 0.581 0.066 1092.2 0.000

11 0.552 -0.110 1155.9 0.000

12 0.510 -0.088 1210.5 0.000

13 0.452 -0.155 1253.6 0.000

14 0.391 -0.061 1285.9 0.000

15 0.336 -0.002 1310.1 0.000

16 0.277 -0.124 1326.5 0.000

17 0.222 -0.008 1337.2 0.000

18 0.181 0.021 1344.3 0.000

19 0.154 0.057 1349.5 0.000

20 0.136 0.057 1353.5 0.000

130

LPm

FAC FACP FAC FACP Q-Stat Prob

1 0.917 0.917 166.37 0.000

2 0.860 0.127 313.71 0.000

3 0.812 0.044 445.57 0.000

4 0.787 0.144 570.14 0.000

5 0.738 -0.113 680.31 0.000

6 0.713 0.110 783.70 0.000

7 0.691 0.054 881.34 0.000

8 0.676 0.031 975.21 0.000

9 0.655 0.031 1063.9 0.000

10 0.624 -0.094 1144.8 0.000

11 0.596 0.001 1218.9 0.000

12 0.576 0.037 1288.4 0.000

13 0.543 -0.088 1350.7 0.000

14 0.511 -0.008 1406.1 0.000

15 0.499 0.097 1459.1 0.000

16 0.475 -0.092 1507.5 0.000

17 0.452 0.019 1551.5 0.000

18 0.424 -0.040 1590.5 0.000

19 0.404 -0.015 1626.0 0.000

20 0.378 0.003 1657.3 0.000

131

ANEXO C – Teste ADF da série de quantidade importada (LQ).

Null Hypothesis: Q4 has a unit root

Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 3 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.335868 0.0636

Test critical values: 1% level -4.006824

5% level -3.433525

10% level -3.140623

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(Q4)

Method: Least Squares

Date: 07/11/06 Time: 22:52

Sample (adjusted): 1992M02 2007M12

Included observations: 191 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Q4(-1) -0.142107 0.042600 -3.335868 0.0010

D(Q4(-1)) -0.168832 0.073093 -2.309827 0.0220

D(Q4(-2)) -0.055424 0.072957 -0.759687 0.4484

D(Q4(-3)) -0.171097 0.070383 -2.430947 0.0160

C 2.386479 0.690155 3.457889 0.0007

@TREND(1991M10) -0.001049 0.000690 -1.519192 0.1304

R-squared 0.157363 Mean dependent var 0.010739

Adjusted R-squared 0.134589 S.D. dependent var 0.561654

S.E. of regression 0.522493 Akaike info criterion 1.570499

Sum squared resid 50.50478 Schwarz criterion 1.672665

Log likelihood -143.9826 F-statistic 6.909777

Durbin-Watson stat 2.014670 Prob(F-statistic) 0.000006

132

Null Hypothesis: Q4 has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 3 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.222167 0.0202

Test critical values: 1% level -3.464643

5% level -2.876515

10% level -2.574831

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(Q4)

Method: Least Squares

Date: 07/11/06 Time: 22:55

Sample (adjusted): 1992M02 2007M12

Included observations: 191 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Q4(-1) -0.137376 0.042635 -3.222167 0.0015

D(Q4(-1)) -0.165388 0.073314 -2.255882 0.0252

D(Q4(-2)) -0.051452 0.073166 -0.703222 0.4828

D(Q4(-3)) -0.166698 0.070570 -2.362158 0.0192

C 2.207046 0.682360 3.234431 0.0014

R-squared 0.146851 Mean dependent var 0.010739

Adjusted R-squared 0.128504 S.D. dependent var 0.561654

S.E. of regression 0.524327 Akaike info criterion 1.572426

Sum squared resid 51.13485 Schwarz criterion 1.657564

Log likelihood -145.1667 F-statistic 8.003952

Durbin-Watson stat 2.007114 Prob(F-statistic) 0.000006

133

Null Hypothesis: Q4 has a unit root

Exogenous: None

Lag Length: 3 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic 0.127396 0.7216

Test critical values: 1% level -2.577125

5% level -1.942499

10% level -1.615594

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(Q4)

Method: Least Squares

Date: 07/11/06 Time: 23:18

Sample (adjusted): 1992M02 2007M12

Included observations: 191 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Q4(-1) 0.000310 0.002430 0.127396 0.8988

D(Q4(-1)) -0.246450 0.070619 -3.489858 0.0006

D(Q4(-2)) -0.120213 0.071758 -1.675259 0.0956

D(Q4(-3)) -0.220184 0.070319 -3.131202 0.0020

R-squared 0.098866 Mean dependent var 0.010739

Adjusted R-squared 0.084409 S.D. dependent var 0.561654

S.E. of regression 0.537428 Akaike info criterion 1.616675

Sum squared resid 54.01092 Schwarz criterion 1.684785

Log likelihood -150.3924 Durbin-Watson stat 2.007002

134

ANEXO D – Teste PP da série de quantidade importada (LQ) .

Null Hypothesis: Q4 has a unit root

Exogenous: Constant, Linear Trend

Bandwidth: 3 (Newey-West using Bartlett kernel)

Adj. t-Stat Prob.*

Phillips-Perron test statistic -3.878703 0.0147

Test critical values: 1% level -4.006059

5% level -3.433156

10% level -3.140406

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction) 0.289820

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.232181

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(Q4)

Method: Least Squares

Date: 07/11/06 Time: 23:19

Sample (adjusted): 1991M11 2007M12

Included observations: 194 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Q4(-1) -0.166278 0.039356 -4.224981 0.0000

C 2.707020 0.636963 4.249884 0.0000

@TREND(1991M10) -0.000517 0.000697 -0.741370 0.4594

R-squared 0.086525 Mean dependent var 0.002924

Adjusted R-squared 0.076959 S.D. dependent var 0.564726

S.E. of regression 0.542561 Akaike info criterion 1.630310

Sum squared resid 56.22511 Schwarz criterion 1.680844

Log likelihood -155.1401 F-statistic 9.045789

Durbin-Watson stat 2.225988 Prob(F-statistic) 0.000176

135

Null Hypothesis: Q4 has a unit root

Exogenous: Constant

Bandwidth: 3 (Newey-West using Bartlett kernel)

Adj. t-Stat Prob.*

Phillips-Perron test statistic -3.854856 0.0029

Test critical values: 1% level -3.464101

5% level -2.876277

10% level -2.574704

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction) 0.290654

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.234651

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(Q4)

Method: Least Squares

Date: 07/11/06 Time: 23:21

Sample (adjusted): 1991M11 2007M12

Included observations: 194 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Q4(-1) -0.164543 0.039240 -4.193232 0.0000

C 2.628966 0.627465 4.189823 0.0000

R-squared 0.083896 Mean dependent var 0.002924

Adjusted R-squared 0.079125 S.D. dependent var 0.564726

S.E. of regression 0.541924 Akaike info criterion 1.622874

Sum squared resid 56.38690 Schwarz criterion 1.656564

Log likelihood -155.4188 F-statistic 17.58319

Durbin-Watson stat 2.223532 Prob(F-statistic) 0.000042

136

Null Hypothesis: Q4 has a unit root

Exogenous: None

Bandwidth: 9 (Newey-West using Bartlett kernel)

Adj. t-Stat Prob.*

Phillips-Perron test statistic -0.018511 0.6754

Test critical values: 1% level -2.576936

5% level -1.942473

10% level -1.615611

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction) 0.317229

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.101140

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(Q4)

Method: Least Squares

Date: 07/11/06 Time: 23:22

Sample (adjusted): 1991M11 2007M12

Included observations: 194 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Q4(-1) -0.000450 0.002535 -0.177545 0.8593

R-squared 0.000136 Mean dependent var 0.002924

Adjusted R-squared 0.000136 S.D. dependent var 0.564726

S.E. of regression 0.564688 Akaike info criterion 1.700054

Sum squared resid 61.54237 Schwarz criterion 1.716899

Log likelihood -163.9053 Durbin-Watson stat 2.405173

137

ANEXO E – Teste ADF da série de Renda Real acumulada (LY).

Null Hypothesis: Y has a unit root

Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 12 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.233363 0.4679

Test critical values: 1% level -4.009271

5% level -3.434706

10% level -3.141318

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(Y)

Method: Least Squares

Date: 07/14/06 Time: 21:09

Sample (adjusted): 1992M11 2007M12

Included observations: 182 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Y(-1) -0.038837 0.017389 -2.233363 0.0269

D(Y(-1)) -0.010805 0.030696 -0.352009 0.7253

D(Y(-2)) -0.014284 0.029853 -0.478489 0.6329

D(Y(-3)) -0.016953 0.029066 -0.583245 0.5605

D(Y(-4)) -0.019938 0.028322 -0.703972 0.4824

D(Y(-5)) -0.022651 0.027630 -0.819793 0.4135

D(Y(-6)) -0.026222 0.026988 -0.971628 0.3326

D(Y(-7)) -0.029523 0.026419 -1.117460 0.2654

D(Y(-8)) -0.032770 0.025923 -1.264122 0.2079

D(Y(-9)) -0.035983 0.025501 -1.411037 0.1601

D(Y(-10)) -0.038924 0.025088 -1.551511 0.1227

D(Y(-11)) -0.042178 0.024809 -1.700115 0.0910

D(Y(-12)) 0.946398 0.024603 38.46739 0.0000

C 0.495840 0.220941 2.244222 0.0261

@TREND(1991M10) 4.27E-05 7.94E-05 0.537552 0.5916

R-squared 0.995260 Mean dependent var 0.005533

Adjusted R-squared 0.994863 S.D. dependent var 0.769963

S.E. of regression 0.055187 Akaike info criterion -2.877358

Sum squared resid 0.508615 Schwarz criterion -2.613291

Log likelihood 276.8396 F-statistic 2504.692

Durbin-Watson stat 2.042232 Prob(F-statistic) 0.000000

138

Null Hypothesis: Y has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 12 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.177589 0.2153

Test critical values: 1% level -3.466377

5% level -2.877274

10% level -2.575236

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(Y)

Method: Least Squares

Date: 07/14/06 Time: 21:11

Sample (adjusted): 1992M11 2007M12

Included observations: 182 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Y(-1) -0.037210 0.017088 -2.177589 0.0308

D(Y(-1)) -0.011389 0.030611 -0.372056 0.7103

D(Y(-2)) -0.014737 0.029777 -0.494890 0.6213

D(Y(-3)) -0.017278 0.028998 -0.595825 0.5521

D(Y(-4)) -0.020140 0.028259 -0.712677 0.4770

D(Y(-5)) -0.022732 0.027571 -0.824515 0.4108

D(Y(-6)) -0.026187 0.026930 -0.972380 0.3323

D(Y(-7)) -0.029371 0.026362 -1.114152 0.2668

D(Y(-8)) -0.032504 0.025863 -1.256771 0.2106

D(Y(-9)) -0.035605 0.025437 -1.399745 0.1634

D(Y(-10)) -0.038352 0.025012 -1.533340 0.1271

D(Y(-11)) -0.041479 0.024722 -1.677781 0.0952

D(Y(-12)) 0.947293 0.024494 38.67414 0.0000

C 0.479421 0.218356 2.195598 0.0295

R-squared 0.995252 Mean dependent var 0.005533

Adjusted R-squared 0.994884 S.D. dependent var 0.769963

S.E. of regression 0.055070 Akaike info criterion -2.886618

Sum squared resid 0.509495 Schwarz criterion -2.640156

Log likelihood 276.6822 F-statistic 2708.803

Durbin-Watson stat 2.040852 Prob(F-statistic) 0.000000

139

Null Hypothesis: Y has a unit root

Exogenous: None

Lag Length: 12 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic 0.888705 0.8994

Test critical values: 1% level -2.577730

5% level -1.942584

10% level -1.615541

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(Y)

Method: Least Squares

Date: 07/14/06 Time: 21:12

Sample (adjusted): 1992M11 2007M12

Included observations: 182 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Y(-1) 0.000301 0.000338 0.888705 0.3754

D(Y(-1)) -0.051458 0.024853 -2.070475 0.0399

D(Y(-2)) -0.051663 0.024849 -2.079052 0.0391

D(Y(-3)) -0.051051 0.024859 -2.053658 0.0415

D(Y(-4)) -0.050746 0.024858 -2.041407 0.0428

D(Y(-5)) -0.050160 0.024855 -2.018123 0.0452

D(Y(-6)) -0.050423 0.024840 -2.029906 0.0439

D(Y(-7)) -0.050413 0.024834 -2.029956 0.0439

D(Y(-8)) -0.050339 0.024831 -2.027307 0.0442

D(Y(-9)) -0.050220 0.024827 -2.022820 0.0447

D(Y(-10)) -0.050062 0.024712 -2.025846 0.0444

D(Y(-11)) -0.050027 0.024688 -2.026358 0.0443

D(Y(-12)) 0.941527 0.024627 38.23185 0.0000

R-squared 0.995116 Mean dependent var 0.005533

Adjusted R-squared 0.994769 S.D. dependent var 0.769963

S.E. of regression 0.055689 Akaike info criterion -2.869317

Sum squared resid 0.524115 Schwarz criterion -2.640459

Log likelihood 274.1078 Durbin-Watson stat 1.978771

140

ANEXO F – Teste PP da série de Renda Real acumulada (LY).

Null Hypothesis: Y has a unit root

Exogenous: Constant, Linear Trend

Bandwidth: 6 (Newey-West using Bartlett kernel)

Adj. t-Stat Prob.*

Phillips-Perron test statistic -7.482953 0.0000

Test critical values: 1% level -4.006059

5% level -3.433156

10% level -3.140406

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction) 0.449590

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.380838

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(Y)

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 13:21

Sample (adjusted): 1991M11 2007M12

Included observations: 194 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Y(-1) -0.487828 0.062488 -7.806784 0.0000

C 6.139044 0.795072 7.721366 0.0000

@TREND(1991M10) 0.001097 0.000873 1.257253 0.2102

R-squared 0.242184 Mean dependent var 0.004772

Adjusted R-squared 0.234249 S.D. dependent var 0.772234

S.E. of regression 0.675760 Akaike info criterion 2.069386

Sum squared resid 87.22050 Schwarz criterion 2.119920

Log likelihood -197.7305 F-statistic 30.52004

Durbin-Watson stat 1.911969 Prob(F-statistic) 0.000000

141

Null Hypothesis: Y has a unit root

Exogenous: Constant

Bandwidth: 6 (Newey-West using Bartlett kernel)

Adj. t-Stat Prob.*

Phillips-Perron test statistic -7.404950 0.0000

Test critical values: 1% level -3.464101

5% level -2.876277

10% level -2.574704

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction) 0.453311

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.391399

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(Y)

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 13:23

Sample (adjusted): 1991M11 2007M12

Included observations: 194 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Y(-1) -0.478241 0.062114 -7.699357 0.0000

C 6.123390 0.796176 7.691000 0.0000

R-squared 0.235912 Mean dependent var 0.004772

Adjusted R-squared 0.231933 S.D. dependent var 0.772234

S.E. of regression 0.676781 Akaike info criterion 2.067319

Sum squared resid 87.94233 Schwarz criterion 2.101008

Log likelihood -198.5299 F-statistic 59.28010

Durbin-Watson stat 1.913828 Prob(F-statistic) 0.000000

142

Null Hypothesis: Y has a unit root

Exogenous: None

Bandwidth: 29 (Newey-West using Bartlett kernel)

Adj. t-Stat Prob.*

Phillips-Perron test statistic 0.115446 0.7180

Test critical values: 1% level -2.576936

5% level -1.942473

10% level -1.615611

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction) 0.592967

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.073398

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(Y)

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 13:25

Sample (adjusted): 1991M11 2007M12

Included observations: 194 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

Y(-1) -0.001410 0.004324 -0.325974 0.7448

R-squared 0.000512 Mean dependent var 0.004772

Adjusted R-squared 0.000512 S.D. dependent var 0.772234

S.E. of regression 0.772036 Akaike info criterion 2.325570

Sum squared resid 115.0356 Schwarz criterion 2.342415

Log likelihood -224.5803 Durbin-Watson stat 2.362253

143

ANEXO G – Teste ADF da série de Renda Real acumulada na primeira

diferença (DLY).

Null Hypothesis: D(Y) has a unit root

Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 11 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.118871 0.5314

Test critical values: 1% level -4.009271

5% level -3.434706

10% level -3.141318

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(Y,2)

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 13:33

Sample (adjusted): 1992M11 2007M12

Included observations: 182 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

D(Y(-1)) -0.620158 0.292683 -2.118871 0.0356

D(Y(-1),2) -0.431603 0.268334 -1.608456 0.1096

D(Y(-2),2) -0.483594 0.243991 -1.982018 0.0491

D(Y(-3),2) -0.534996 0.219636 -2.435824 0.0159

D(Y(-4),2) -0.586114 0.195278 -3.001437 0.0031

D(Y(-5),2) -0.636667 0.170916 -3.725029 0.0003

D(Y(-6),2) -0.687503 0.146560 -4.690946 0.0000

D(Y(-7),2) -0.738349 0.122197 -6.042294 0.0000

D(Y(-8),2) -0.789139 0.097822 -8.067090 0.0000

D(Y(-9),2) -0.839829 0.073429 -11.43723 0.0000

D(Y(-10),2) -0.890398 0.049098 -18.13501 0.0000

D(Y(-11),2) -0.940954 0.024770 -37.98704 0.0000

C 0.002815 0.009173 0.306859 0.7593

@TREND(1991M10) 1.18E-05 7.92E-05 0.149484 0.8814

R-squared 0.997935 Mean dependent var -0.000150

Adjusted R-squared 0.997776 S.D. dependent var 1.183919

S.E. of regression 0.055838 Akaike info criterion -2.858916

Sum squared resid 0.523807 Schwarz criterion -2.612454

Log likelihood 274.1614 F-statistic 6246.258

Durbin-Watson stat 1.978740 Prob(F-statistic) 0.000000

144

Null Hypothesis: D(Y) has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 11 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.119937 0.2372

Test critical values: 1% level -3.466377

5% level -2.877274

10% level -2.575236

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(Y,2)

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 13:34

Sample (adjusted): 1992M11 2007M12

Included observations: 182 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

D(Y(-1)) -0.616466 0.290795 -2.119937 0.0355

D(Y(-1),2) -0.434972 0.266611 -1.631486 0.1046

D(Y(-2),2) -0.486641 0.242433 -2.007319 0.0463

D(Y(-3),2) -0.537723 0.218243 -2.463875 0.0147

D(Y(-4),2) -0.588527 0.194046 -3.032922 0.0028

D(Y(-5),2) -0.638769 0.169843 -3.760934 0.0002

D(Y(-6),2) -0.689300 0.145642 -4.732826 0.0000

D(Y(-7),2) -0.739847 0.121432 -6.092696 0.0000

D(Y(-8),2) -0.790346 0.097206 -8.130668 0.0000

D(Y(-9),2) -0.840752 0.072957 -11.52395 0.0000

D(Y(-10),2) -0.891019 0.048781 -18.26586 0.0000

D(Y(-11),2) -0.941274 0.024606 -38.25426 0.0000

C 0.004023 0.004320 0.931239 0.3531

R-squared 0.997935 Mean dependent var -0.000150

Adjusted R-squared 0.997788 S.D. dependent var 1.183919

S.E. of regression 0.055676 Akaike info criterion -2.869772

Sum squared resid 0.523876 Schwarz criterion -2.640915

Log likelihood 274.1493 F-statistic 6806.151

Durbin-Watson stat 1.979117 Prob(F-statistic) 0.000000

145

Null Hypothesis: D(Y) has a unit root

Exogenous: None

Lag Length: 11 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.931958 0.0512

Test critical values: 1% level -2.577730

5% level -1.942584

10% level -1.615541

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(Y,2)

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 13:35

Sample (adjusted): 1992M11 2007M12

Included observations: 182 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

D(Y(-1)) -0.536611 0.277755 -1.931958 0.0550

D(Y(-1),2) -0.508171 0.254661 -1.995479 0.0476

D(Y(-2),2) -0.553176 0.231575 -2.388749 0.0180

D(Y(-3),2) -0.597585 0.208480 -2.866390 0.0047

D(Y(-4),2) -0.641709 0.185379 -3.461597 0.0007

D(Y(-5),2) -0.685268 0.162274 -4.222903 0.0000

D(Y(-6),2) -0.729115 0.139171 -5.238976 0.0000

D(Y(-7),2) -0.772974 0.116059 -6.660172 0.0000

D(Y(-8),2) -0.816783 0.092932 -8.789069 0.0000

D(Y(-9),2) -0.860494 0.069782 -12.33122 0.0000

D(Y(-10),2) -0.904180 0.046670 -19.37383 0.0000

D(Y(-11),2) -0.947879 0.023552 -40.24578 0.0000

R-squared 0.997924 Mean dependent var -0.000150

Adjusted R-squared 0.997790 S.D. dependent var 1.183919

S.E. of regression 0.055655 Akaike info criterion -2.875643

Sum squared resid 0.526564 Schwarz criterion -2.664390

Log likelihood 273.6835 Durbin-Watson stat 1.982150

146

ANEXO H – Teste ADF da série de preços domésticos (LPd) .

Null Hypothesis: PD has a unit root

Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 1 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.999770 0.1350

Test critical values: 1% level -4.006311

5% level -3.433278

10% level -3.140478

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(PD)

Method: Least Squares

Date: 07/11/06 Time: 23:14

Sample (adjusted): 1991M12 2007M12

Included observations: 193 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

PD(-1) -0.068696 0.022900 -2.999770 0.0031

D(PD(-1)) 0.309820 0.068650 4.513063 0.0000

C 0.181938 0.063788 2.852239 0.0048

@TREND(1991M10) -0.000153 0.000121 -1.267151 0.2067

R-squared 0.121802 Mean dependent var -0.002087

Adjusted R-squared 0.107863 S.D. dependent var 0.081404

S.E. of regression 0.076888 Akaike info criterion -2.272415

Sum squared resid 1.117336 Schwarz criterion -2.204795

Log likelihood 223.2881 F-statistic 8.737839

Durbin-Watson stat 1.985739 Prob(F-statistic) 0.000019

147

Null Hypothesis: PD has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 1 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.764508 0.0654

Test critical values: 1% level -3.464280

5% level -2.876356

10% level -2.574746

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(PD)

Method: Least Squares

Date: 07/11/06 Time: 23:26

Sample (adjusted): 1991M12 2007M12

Included observations: 193 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

PD(-1) -0.052265 0.018906 -2.764508 0.0063

D(PD(-1)) 0.296039 0.067891 4.360528 0.0000

C 0.126673 0.046623 2.716998 0.0072

R-squared 0.114342 Mean dependent var -0.002087

Adjusted R-squared 0.105019 S.D. dependent var 0.081404

S.E. of regression 0.077011 Akaike info criterion -2.274318

Sum squared resid 1.126828 Schwarz criterion -2.223603

Log likelihood 222.4717 F-statistic 12.26482

Durbin-Watson stat 1.975969 Prob(F-statistic) 0.000010

148

Null Hypothesis: PD has a unit root

Exogenous: None

Lag Length: 1 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -0.552386 0.4768

Test critical values: 1% level -2.576999

5% level -1.942482

10% level -1.615606

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(PD)

Method: Least Squares

Date: 07/11/06 Time: 23:27

Sample (adjusted): 1991M12 2007M12

Included observations: 193 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

PD(-1) -0.001263 0.002286 -0.552386 0.5813

D(PD(-1)) 0.277337 0.068660 4.039283 0.0001

R-squared 0.079931 Mean dependent var -0.002087

Adjusted R-squared 0.075114 S.D. dependent var 0.081404

S.E. of regression 0.078287 Akaike info criterion -2.246564

Sum squared resid 1.170609 Schwarz criterion -2.212753

Log likelihood 218.7934 Durbin-Watson stat 1.969714

149

ANEXO I – Teste PP da série de preços doméstico (LPd) .

Null Hypothesis: PD has a unit root

Exogenous: Constant, Linear Trend

Bandwidth: 3 (Newey-West using Bartlett kernel)

Adj. t-Stat Prob.*

Phillips-Perron test statistic -2.772244 0.2095

Test critical values: 1% level -4.006059

5% level -3.433156

10% level -3.140406

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction) 0.006478

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.009294

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(PD)

Method: Least Squares

Date: 07/14/06 Time: 21:26

Sample (adjusted): 1991M11 2007M12

Included observations: 194 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

PD(-1) -0.055190 0.023694 -2.329302 0.0209

C 0.137824 0.066008 2.087974 0.0381

@TREND(1991M10) -5.65E-05 0.000126 -0.449170 0.6538

R-squared 0.032959 Mean dependent var -0.002941

Adjusted R-squared 0.022833 S.D. dependent var 0.082059

S.E. of regression 0.081117 Akaike info criterion -2.170501

Sum squared resid 1.256779 Schwarz criterion -2.119968

Log likelihood 213.5386 F-statistic 3.254870

Durbin-Watson stat 1.392861 Prob(F-statistic) 0.040736

150

Null Hypothesis: PD has a unit root

Exogenous: Constant

Bandwidth: 3 (Newey-West using Bartlett kernel)

Adj. t-Stat Prob.*

Phillips-Perron test statistic -2.779296 0.0631

Test critical values: 1% level -3.464101

5% level -2.876277

10% level -2.574704

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction) 0.006485

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.009234

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(PD)

Method: Least Squares

Date: 07/14/06 Time: 21:27

Sample (adjusted): 1991M11 2007M12

Included observations: 194 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

PD(-1) -0.049204 0.019550 -2.516808 0.0127

C 0.117646 0.048264 2.437558 0.0157

R-squared 0.031938 Mean dependent var -0.002941

Adjusted R-squared 0.026896 S.D. dependent var 0.082059

S.E. of regression 0.080948 Akaike info criterion -2.179755

Sum squared resid 1.258106 Schwarz criterion -2.146066

Log likelihood 213.4362 F-statistic 6.334320

Durbin-Watson stat 1.399668 Prob(F-statistic) 0.012661

151

Null Hypothesis: PD has a unit root

Exogenous: None

Bandwidth: 1 (Newey-West using Bartlett kernel)

Adj. t-Stat Prob.*

Phillips-Perron test statistic -0.760242 0.3859

Test critical values: 1% level -2.576936

5% level -1.942473

10% level -1.615611

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction) 0.006686

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.008544

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(PD)

Method: Least Squares

Date: 07/14/06 Time: 21:29

Sample (adjusted): 1991M11 2007M12

Included observations: 194 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

PD(-1) -0.001896 0.002384 -0.795309 0.4274

R-squared 0.001980 Mean dependent var -0.002941

Adjusted R-squared 0.001980 S.D. dependent var 0.082059

S.E. of regression 0.081978 Akaike info criterion -2.159587

Sum squared resid 1.297040 Schwarz criterion -2.142742

Log likelihood 210.4800 Durbin-Watson stat 1.423719

152

ANEXO J – Teste ADF da série de preços de importação (LPm) .

Null Hypothesis: PM6 has a unit root

Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 1 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.591653 0.0331

Test critical values: 1% level -4.006311

5% level -3.433278

10% level -3.140478

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(PM6)

Method: Least Squares

Date: 07/14/06 Time: 21:30

Sample (adjusted): 1991M12 2007M12

Included observations: 193 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

PM6(-1) -0.103490 0.028814 -3.591653 0.0004

D(PM6(-1)) 0.179905 0.070996 2.534025 0.0121

C 0.327276 0.095704 3.419666 0.0008

@TREND(1991M10) -0.000407 0.000175 -2.323240 0.0212

R-squared 0.084271 Mean dependent var -0.005773

Adjusted R-squared 0.069735 S.D. dependent var 0.086701

S.E. of regression 0.083623 Akaike info criterion -2.104482

Sum squared resid 1.321649 Schwarz criterion -2.036861

Log likelihood 207.0825 F-statistic 5.797623

Durbin-Watson stat 1.946136 Prob(F-statistic) 0.000821

153

Null Hypothesis: PM6 has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 2 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -2.900210 0.0472

Test critical values: 1% level -3.464460

5% level -2.876435

10% level -2.574788

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(PM6)

Method: Least Squares

Date: 07/14/06 Time: 21:31

Sample (adjusted): 1992M01 2007M12

Included observations: 192 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

PM6(-1) -0.052515 0.018107 -2.900210 0.0042

D(PM6(-1)) 0.171740 0.070075 2.450812 0.0152

D(PM6(-2)) -0.160873 0.070282 -2.288968 0.0232

C 0.141790 0.051436 2.756629 0.0064

R-squared 0.091308 Mean dependent var -0.006248

Adjusted R-squared 0.076807 S.D. dependent var 0.086676

S.E. of regression 0.083281 Akaike info criterion -2.112578

Sum squared resid 1.303918 Schwarz criterion -2.044713

Log likelihood 206.8075 F-statistic 6.296905

Durbin-Watson stat 2.014303 Prob(F-statistic) 0.000430

154

Null Hypothesis: PM6 has a unit root

Exogenous: None

Lag Length: 2 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -1.362678 0.1602

Test critical values: 1% level -2.577062

5% level -1.942491

10% level -1.615600

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(PM6)

Method: Least Squares

Date: 07/14/06 Time: 21:32

Sample (adjusted): 1992M01 2007M12

Included observations: 192 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

PM6(-1) -0.002944 0.002161 -1.362678 0.1746

D(PM6(-1)) 0.160178 0.071160 2.250961 0.0255

D(PM6(-2)) -0.180139 0.071144 -2.532045 0.0122

R-squared 0.054578 Mean dependent var -0.006248

Adjusted R-squared 0.044574 S.D. dependent var 0.086676

S.E. of regression 0.084722 Akaike info criterion -2.083370

Sum squared resid 1.356623 Schwarz criterion -2.032471

Log likelihood 203.0035 Durbin-Watson stat 2.013443

155

ANEXO K – Teste PP da série de preços de importação (LPm) .

Null Hypothesis: PM6 has a unit root

Exogenous: Constant, Linear Trend

Bandwidth: 2 (Newey-West using Bartlett kernel)

Adj. t-Stat Prob.*

Phillips-Perron test statistic -3.249615 0.0780

Test critical values: 1% level -4.006059

5% level -3.433156

10% level -3.140406

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction) 0.007054

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.007999

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(PM6)

Method: Least Squares

Date: 07/14/06 Time: 21:35

Sample (adjusted): 1991M11 2007M12

Included observations: 194 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

PM6(-1) -0.087830 0.028382 -3.094615 0.0023

C 0.273880 0.094327 2.903516 0.0041

@TREND(1991M10) -0.000322 0.000174 -1.846262 0.0664

R-squared 0.051792 Mean dependent var -0.005784

Adjusted R-squared 0.041863 S.D. dependent var 0.086476

S.E. of regression 0.084647 Akaike info criterion -2.085317

Sum squared resid 1.368529 Schwarz criterion -2.034783

Log likelihood 205.2758 F-statistic 5.216337

Durbin-Watson stat 1.670005 Prob(F-statistic) 0.006227

156

Null Hypothesis: PM6 has a unit root

Exogenous: Constant

Bandwidth: 1 (Newey-West using Bartlett kernel)

Adj. t-Stat Prob.*

Phillips-Perron test statistic -2.693920 0.0769

Test critical values: 1% level -3.464101

5% level -2.876277

10% level -2.574704

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction) 0.007180

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.008223

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(PM6)

Method: Least Squares

Date: 07/14/06 Time: 21:36

Sample (adjusted): 1991M11 2007M12

Included observations: 194 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

PM6(-1) -0.046817 0.017775 -2.633812 0.0091

C 0.126559 0.050618 2.500255 0.0132

R-squared 0.034870 Mean dependent var -0.005784

Adjusted R-squared 0.029843 S.D. dependent var 0.086476

S.E. of regression 0.085176 Akaike info criterion -2.077937

Sum squared resid 1.392952 Schwarz criterion -2.044248

Log likelihood 203.5599 F-statistic 6.936965

Durbin-Watson stat 1.708418 Prob(F-statistic) 0.009132

157

Null Hypothesis: PM6 has a unit root

Exogenous: None

Bandwidth: 3 (Newey-West using Bartlett kernel)

Adj. t-Stat Prob.*

Phillips-Perron test statistic -1.249774 0.1940

Test critical values: 1% level -2.576936

5% level -1.942473

10% level -1.615611

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Residual variance (no correction) 0.007414

HAC corrected variance (Bartlett kernel) 0.007246

Phillips-Perron Test Equation

Dependent Variable: D(PM6)

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 13:37

Sample (adjusted): 1991M11 2007M12

Included observations: 194 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

PM6(-1) -0.002700 0.002176 -1.240323 0.2164

R-squared 0.003447 Mean dependent var -0.005784

Adjusted R-squared 0.003447 S.D. dependent var 0.086476

S.E. of regression 0.086327 Akaike info criterion -2.056207

Sum squared resid 1.438305 Schwarz criterion -2.039362

Log likelihood 200.4520 Durbin-Watson stat 1.728825

158

ANEXO L – Teste ADF da série de quantidade importada na primeira diferença

(DLQ).

Null Hypothesis: D(Q4) has a unit root

Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 9 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -7.296780 0.0000

Test critical values: 1% level -4.008706

5% level -3.434433

10% level -3.141157

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(Q4,2)

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 13:50

Sample (adjusted): 1992M09 2007M12

Included observations: 184 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

D(Q4(-1)) -2.837928 0.388929 -7.296780 0.0000

D(Q4(-1),2) 1.578228 0.362097 4.358572 0.0000

D(Q4(-2),2) 1.336470 0.331010 4.037555 0.0001

D(Q4(-3),2) 1.039321 0.296647 3.503557 0.0006

D(Q4(-4),2) 0.946896 0.260981 3.628225 0.0004

D(Q4(-5),2) 0.772466 0.227549 3.394733 0.0009

D(Q4(-6),2) 0.604876 0.192117 3.148480 0.0019

D(Q4(-7),2) 0.428832 0.150906 2.841722 0.0050

D(Q4(-8),2) 0.315932 0.114152 2.767635 0.0063

D(Q4(-9),2) 0.202513 0.070693 2.864666 0.0047

C 0.106193 0.082460 1.287812 0.1995

@TREND(1991M10) -0.001028 0.000715 -1.437109 0.1525

R-squared 0.641931 Mean dependent var 0.000196

Adjusted R-squared 0.619032 S.D. dependent var 0.804334

S.E. of regression 0.496456 Akaike info criterion 1.500351

Sum squared resid 42.39264 Schwarz criterion 1.710021

Log likelihood -126.0323 F-statistic 28.03227

Durbin-Watson stat 2.007252 Prob(F-statistic) 0.000000

159

ANEXO M – Teste ADF da série de Renda Real acumulada na segunda

diferença (D2LY).

Null Hypothesis: D(Y,2) has a unit root

Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 10 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -172.8883 0.0001

Test critical values: 1% level -4.009271

5% level -3.434706

10% level -3.141318

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(Y,3)

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 13:53

Sample (adjusted): 1992M11 2007M12

Included observations: 182 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

D(Y(-1),2) -11.96726 0.069220 -172.8883 0.0000

D(Y(-1),3) 9.967191 0.067152 148.4275 0.0000

D(Y(-2),3) 8.966834 0.063168 141.9518 0.0000

D(Y(-3),3) 7.966813 0.057581 138.3581 0.0000

D(Y(-4),3) 6.967426 0.050757 137.2695 0.0000

D(Y(-5),3) 5.969242 0.043067 138.6030 0.0000

D(Y(-6),3) 4.971959 0.034884 142.5278 0.0000

D(Y(-7),3) 3.975568 0.026592 149.5022 0.0000

D(Y(-8),3) 2.980124 0.018584 160.3598 0.0000

D(Y(-9),3) 1.985732 0.011258 176.3904 0.0000

D(Y(-10),3) 0.992365 0.005035 197.0767 0.0000

C 0.001563 0.009248 0.168993 0.8660

@TREND(1991M10) -2.32E-06 7.97E-05 -0.029140 0.9768

R-squared 0.999308 Mean dependent var -2.30E-05

Adjusted R-squared 0.999259 S.D. dependent var 2.072077

S.E. of regression 0.056412 Akaike info criterion -2.843532

Sum squared resid 0.537805 Schwarz criterion -2.614675

Log likelihood 271.7614 F-statistic 20336.24

Durbin-Watson stat 2.029470 Prob(F-statistic) 0.000000

160

ANEXO N – Teste ADF da série de preços domésticos na primeira diferença

(DLPd) .

Null Hypothesis: D(PD) has a unit root

Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 1 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -9.379729 0.0000

Test critical values: 1% level -4.006566

5% level -3.433401

10% level -3.140550

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(PD,2)

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 13:54

Sample (adjusted): 1992M01 2007M12

Included observations: 192 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

D(PD(-1)) -0.807550 0.086095 -9.379729 0.0000

D(PD(-1),2) 0.088769 0.071267 1.245591 0.2145

C -0.004440 0.011502 -0.386036 0.6999

@TREND(1991M10) 3.76E-05 0.000102 0.369706 0.7120

R-squared 0.384502 Mean dependent var 0.000929

Adjusted R-squared 0.374680 S.D. dependent var 0.098386

S.E. of regression 0.077801 Akaike info criterion -2.248706

Sum squared resid 1.137970 Schwarz criterion -2.180841

Log likelihood 219.8757 F-statistic 39.14792

Durbin-Watson stat 1.985327 Prob(F-statistic) 0.000000

161

ANEXO O – Teste ADF da série de preços de importação na primeira diferença

(DLPm) .

Null Hypothesis: D(PM6) has a unit root

Exogenous: Constant, Linear Trend

Lag Length: 1 (Fixed)

t-Statistic Prob.*

Augmented Dickey-Fuller test statistic -10.92834 0.0000

Test critical values: 1% level -4.006566

5% level -3.433401

10% level -3.140550

*MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Augmented Dickey-Fuller Test Equation

Dependent Variable: D(PM6,2)

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 13:55

Sample (adjusted): 1992M01 2007M12

Included observations: 192 after adjustments

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

D(PM6(-1)) -1.028089 0.094076 -10.92834 0.0000

D(PM6(-1),2) 0.184463 0.071419 2.582828 0.0106

C -0.018349 0.012578 -1.458774 0.1463

@TREND(1991M10) 0.000121 0.000111 1.092936 0.2758

R-squared 0.455178 Mean dependent var -0.000480

Adjusted R-squared 0.446484 S.D. dependent var 0.114054

S.E. of regression 0.084855 Akaike info criterion -2.075143

Sum squared resid 1.353655 Schwarz criterion -2.007278

Log likelihood 203.2137 F-statistic 52.35555

Durbin-Watson stat 2.016925 Prob(F-statistic) 0.000000

162

ANEXO P – Teste de Johansen para co-integração das varáveis utilizadas na

equação de demanda.

Date: 07/17/08 Time: 14:02

Sample (adjusted): 1992M03 2007M12

Included observations: 190 after adjustments

Trend assumption: Linear deterministic trend (restricted)

Series: PM6 Q4 Y PD

Lags interval (in first differences): 1 to 4

Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)

Hypothesized Trace 0.05

No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**

None * 0.243513 96.18016 63.87610 0.0000

At most 1 * 0.137014 43.15686 42.91525 0.0473

At most 2 0.048226 15.15912 25.87211 0.5613

At most 3 0.029901 5.767778 12.51798 0.4903

Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)

Hypothesized Max-Eigen 0.05

No. of CE(s) Eigenvalue Statistic Critical Value Prob.**

None * 0.243513 53.02330 32.11832 0.0000

At most 1 * 0.137014 27.99774 25.82321 0.0255

At most 2 0.048226 9.391341 19.38704 0.6837

At most 3 0.029901 5.767778 12.51798 0.4903

Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

**MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values

Unrestricted Cointegrating Coefficients (normalized by b'*S11*b=I):

PM6 Q4 Y PD @TREND(91M11)

5.944625 -0.026655 2.292594 -5.762879 0.004788

-5.159862 0.554390 1.323713 3.150269 -0.012576

2.880370 0.426002 -0.254161 2.262095 0.019044

-6.283513 -0.940819 0.407145 5.587103 -0.020361

Unrestricted Adjustment Coefficients (alpha):

D(PM6) -0.019582 0.016735 -0.005229 0.004725

D(Q4) 0.087120 -0.131093 0.005182 0.047685

D(Y) -0.258767 -0.162988 -0.014821 -0.008956

163

D(PD) 0.006125 -0.003514 -0.014197 -0.000826

1 Cointegrating Equation(s): Log likelihood 206.3974

Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

PM6 Q4 Y PD @TREND(91M11)

1.000000 -0.004484 0.385658 -0.969427 0.000805

(0.02639) (0.06083) (0.10859) (0.00055)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(PM6) -0.116407

(0.03057)

D(Q4) 0.517896

(0.21530)

D(Y) -1.538274

(0.28993)

D(PD) 0.036408

(0.03010)

2 Cointegrating Equation(s): Log likelihood 220.3963

Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

PM6 Q4 Y PD @TREND(91M11)

1.000000 0.000000 0.413627 -0.985057 0.000734

(0.06360) (0.11345) (0.00058)

0.000000 1.000000 6.237425 -3.485791 -0.015850

(1.13467) (2.02388) (0.01030)

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(PM6) -0.202755 0.009799

(0.03921) (0.00276)

D(Q4) 1.194318 -0.074999

(0.27402) (0.01932)

D(Y) -0.697279 -0.083461

(0.37124) (0.02618)

D(PD) 0.054541 -0.002111

(0.03980) (0.00281)

3 Cointegrating Equation(s): Log likelihood 225.0919

Normalized cointegrating coefficients (standard error in parentheses)

PM6 Q4 Y PD @TREND(91M11)

1.000000 0.000000 0.000000 -0.321235 0.003122

(0.16956) (0.00087)

0.000000 1.000000 0.000000 6.524545 0.020153

(2.37790) (0.01222)

0.000000 0.000000 1.000000 -1.604883 -0.005772

(0.44583) (0.00229)

164

Adjustment coefficients (standard error in parentheses)

D(PM6) -0.217817 0.007572 -0.021412

(0.04162) (0.00347) (0.01321)

D(Q4) 1.209245 -0.072791 0.024884

(0.29177) (0.02435) (0.09257)

D(Y) -0.739970 -0.089775 -0.805230

(0.39520) (0.03299) (0.12539)

D(PD) 0.013649 -0.008159 0.012998

(0.04139) (0.00346) (0.01313)

165

ANEXO Q – Teste de Breusch-Godfrey para presença de autocorrelação dos

resíduos.

Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:

F-statistic 11.67040 Probability 0.000778

Obs*R-squared 11.33897 Probability 0.000759

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 14:07

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -0.581450 1.542772 -0.376887 0.7067

Y 0.001007 0.045940 0.021911 0.9825

PD -0.079135 0.439708 -0.179971 0.8574

PM6 0.252978 0.428013 0.591051 0.5552

AR(1) 0.047284 0.033851 1.396832 0.1641

RESID(-1) -0.271897 0.079591 -3.416196 0.0008

R-squared 0.058448 Mean dependent var 1.62E-12

Adjusted R-squared 0.033407 S.D. dependent var 0.476013

S.E. of regression 0.467995 Akaike info criterion 1.349720

Sum squared resid 41.17557 Schwarz criterion 1.450787

Log likelihood -124.9228 F-statistic 2.334079

Durbin-Watson stat 2.024672 Prob(F-statistic) 0.043795

166

ANEXO R – Teste de White para presença de heteroscedasticidade.

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 3.487360 Probability 0.002720

Obs*R-squared 19.52292 Probability 0.003366

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 14:09

Sample: 1991M11 2007M12

Included observations: 194

White Heteroskedasticity-Consistent Standard Errors & Covariance

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 4.352495 5.476097 0.794817 0.4277

Y -0.954687 0.940420 -1.015171 0.3113

Y^2 0.036953 0.037843 0.976480 0.3301

PD 3.337598 1.970653 1.693651 0.0920

PD^2 -0.761470 0.401570 -1.896233 0.0595

PM6 -1.470572 1.559449 -0.943007 0.3469

PM6^2 0.324883 0.268862 1.208362 0.2284

R-squared 0.100634 Mean dependent var 0.225421

Adjusted R-squared 0.071777 S.D. dependent var 0.375628

S.E. of regression 0.361896 Akaike info criterion 0.840496

Sum squared resid 24.49117 Schwarz criterion 0.958409

Log likelihood -74.52815 F-statistic 3.487360

Durbin-Watson stat 1.822442 Prob(F-statistic) 0.002720

167

ANEXO S – Teste de White com termos cruzados para presença de

heteroscedasticidade.

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic 4.555798 Probability 0.000020

Obs*R-squared 35.35265 Probability 0.000052

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 07/17/08 Time: 14:11

Sample: 1991M11 2007M12

Included observations: 194

White Heteroskedasticity-Consistent Standard Errors & Covariance

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C -4.289439 5.293249 -0.810360 0.4188

Y -0.060001 0.815172 -0.073606 0.9414

Y^2 0.012198 0.035202 0.346509 0.7294

Y*PD 0.221847 0.271606 0.816796 0.4151

Y*PM6 -0.294012 0.247754 -1.186708 0.2369

PD -0.933178 3.839038 -0.243076 0.8082

PD^2 1.657945 0.940953 1.761985 0.0797

PD*PM6 -3.580954 1.724896 -2.076041 0.0393

PM6 4.468301 3.591277 1.244209 0.2150

PM6^2 1.431821 0.727551 1.968001 0.0506

R-squared 0.182230 Mean dependent var 0.225421

Adjusted R-squared 0.142231 S.D. dependent var 0.375628

S.E. of regression 0.347891 Akaike info criterion 0.776315

Sum squared resid 22.26917 Schwarz criterion 0.944761

Log likelihood -65.30253 F-statistic 4.555798

Durbin-Watson stat 2.018395 Prob(F-statistic) 0.000020

168

ANEXO T – Saída do modelo utilizado para estimar a elasticidade-preço do

arroz em casca do Mercosul – corrigidos as violações de

homocedasticidade e ausência de autocorrelação.

Dependent Variable: LQ

Method: Least Squares

Date: 07/02/06 Time: 22:56

Sample (adjusted): 1991M11 2007M12

Included observations: 194 after adjustments

Convergence achieved after 10 iterations

White Heteroskedasticity-Consistent Standard Errors & Covariance

Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.

C 19.05651 1.797424 10.60212 0.0000

LY 0.127510 0.062493 2.040406 0.0427

LPd 1.432498 0.535376 2.675686 0.0081

LPm -2.955997 0.433572 -6.817783 0.0000

AR(1) 0.909690 0.032144 28.30072 0.0000

R-squared 0.769242 Mean dependent var 15.96253

Adjusted R-squared 0.764359 S.D. dependent var 0.990926

S.E. of regression 0.481024 Akaike info criterion 1.399636

Sum squared resid 43.73161 Schwarz criterion 1.483860

Log likelihood -130.7647 F-statistic 157.5103

Durbin-Watson stat 2.424155 Prob(F-statistic) 0.000000

Inverted AR Roots .91

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