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Fernando Simões Azevedo
Aspectos teóricos sobre o comércio internacional e dois estudos
empíricos para a balança comercial brasileira de bens e serviços
não-fatores (SBCA)
Belo Horizonte, MG
Centro de Desenvolvimento e Planejamento Regional (CEDEPLAR)
Faculdade de Ciências Econômicas - UFMG
2007
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Fernando Simões Azevedo
Aspectos teóricos sobre o comércio internacional e dois estudos
empíricos para a balança comercial brasileira de bens e serviços
não-fatores (SBCA)
Tese apresentada ao curso de doutorado do Centro
de Desenvolvimento e Planejamento Regional
(CEDEPLAR) da Faculdade de Ciências
Econômicas da Universidade Federal de Minas
Gerais como requisito parcial à obtenção do Título
de Doutor em Economia.
Orientadora: Profª. Drª. Sueli Moro
Co-Orientador: Prof. Dr. Mauro Borges
Lemos
Belo Horizonte - MG
Centro de Desenvolvimento e Planejamento Regional (CEDEPLAR)
Faculdade de Ciências Econômicas – UFMG
2007
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"Nunca pude compreender a existência de um
problema estritamente econômico” (Celso Furtado).
“O mundo não adianta mais porque a verdade tem
que esperar a querência dos homens” (Tomé, ‘O
Tabaréu’, personagem do livro ‘Sinhazinha’ de
Afrânio Peixoto – 1929).
Para minha mãe (Violeta),
em quem, em vida, o encanto se fez substância,
e em finda, o vazio me fez trôpego.
AGRADECIMENTOS
Nada é fácil na elaboração de uma tese. Não poderia ser diferente no momento de
agradecer a todos aqueles que contribuíram para que sua conclusão fosse possível. (Ainda
hoje penso que foi pretensiosa, incauta, a decisão de encarar esta empreitada.
Contraditoriamente, contudo, imagino também que “começaria tudo outra vez”, se exigido
fosse). A rigor, todos aqueles que contribuíram para que eu me fizesse o principal
responsável por este estudo, em alguma medida, contribuíram também (ou são cúmplices)
para (de) a sua consecução. Nesse sentido deveria agradecer aos meus avós, aos meus pais,
aos meus irmãos, à minha companheira, aos meus filhos, aos tios e primos, aos professores
e colegas (de todas as épocas) e aos amigos em geral (também de todas as épocas). Como
não é oportuno, nem prudente, conferir caráter autobiográfico a este texto, optei por
nomear apenas aquelas pessoas ou instituições que de uma forma mais direta e recente
colaboraram para este trabalho. Mas sou verdadeira e eternamente grato a todos.
Inicio, pois, pelo Centro de Desenvolvimento e Planejamento Regional (Cedeplar) da
Universidade Federal de Minas Gerais (UFMG) pela oportunidade de fazer parte do quadro
de discentes ingressos em 2002, e, assim, poder desfrutar de um ambiente acadêmico da
mais elevada qualidade. Agradeço à Coordenadora e Professora Mônica Viegas, que
sempre competente e ciosa das suas funções mostrou-se também transigente e solidária nos
momento que assim se impunham. Sou também grato a todos os outros professores e aos
funcionários do Centro, em especial à professora Lízia de Figueiredo, a Cecília e a Cátia.
Da mesma forma, agradeço aos colegas. Otávio sempre será lembrado pela sua invariável
solidariedade.
Agradeço ao apoio financeiro-institucional do Banco Central do Brasil (BCB) durante os
dois primeiros anos da tese. Agradeço aos colegas do BCB que contribuíram para que os
meus três últimos anos do doutorado pudessem ser conciliados com as minhas atividades
regulares na instituição (em especial a José Roberto, a Antero, a Custódio, a Marcelo
Virgílio e a Maria Lúcia). Ao meu amigo Orlando Carneiro Matos, orientador técnico do
BCB, eu não terei como retribuir (novamente) por toda a sua camaradagem e solicitude.
À minha orientadora e amiga Sueli Mora, sou grato não só pela sua competente e ativa
orientação técnica, mas também pela afetividade e cumplicidade que me foram oferecidas
nos momentos mais difíceis, que tantos foram. Só posso agradecer ao professor Mauro
Borges Lemos (Co-orientador) oferecendo-o minha gratidão e eterna e lealdade. Sem a sua
decisiva participação esta tese provavelmente não teria chegado a termo adequado. Ao
professor Frederico Gonzaga Júnior (Co-orientador), eu devo a obstinada indicação da
metodologia econométrica adotada no quarto capítulo. Devo também agradecimentos aos
demais integrantes da banca examinadora: Professora Fabiana Rocha, Professor Maurício
Borges Lemos e Professor Nelson Barbosa, pelas valiosas contribuições oferecidas durante
a qualificação. Naturalmente, os erros remanescentes são tão somente meus.
SUMÁRIO
LISTA DE GRÁFICOS
LISTA DE TABELAS
RESUMO
ABASTRACT
INTRODUÇÃO........................................................................................................ 001
CAPÍTULO 1 – O comércio exterior em David Ricardo: além das vantagens
relativas......................................................................................... 007
1.1 Introdução.......................................................................................................... 007
1.2 “Sobre o Comércio Exterior”............................................................................. 009
1.2.1 A noção das vantagens relativas...................................................................... 009
1.2.2 Alterações nas condições das vantagens relativas (choque de produtividade) 015
1.2.3 Mudança dos preços internos e um novo equilíbrio....................................... 018
1.2.4 Síntese e lacunas............................................................................................. 022
1.3 A teoria da renda espacial urbana...................................................................... 024
1.4 A conformação da teoria adotada ao tempo presente........................................ 033
1.5 Considerações finais sobre o capítulo............................................................... 039
CAPÍTULO 2 – Revisão da literatura empírica e a análise univariada das
séries.............................................................................................. 041
2.1 Introdução......................................................................................................... 041
2.2 Revisão da literatura empírica.......................................................................... 041
2.3 A análise univariada das séries......................................................................... 044
2.3.1 Testes elementares de raiz unitária................................................................ 048
2.3.1.1 Os Testes Dickey-Fuller e Dickey-Fuler ampliado (DFA)......................... 048
2.3.1.2 O Teste Phillips-Perron (PP)....................................................................... 051
2.3.1.3 O Teste KPSS.............................................................................................. 052
2.3.2 Testes especiais de raiz unitária..................................................................... 052
2.3.2.1 Testes de raiz unitária com quebra estrutural com datas exogenamente
determinadas................................................................................................ 054
2.3.2.2 Testes de raiz unitária com quebra estrutural com datas endogenamente
determinadas................................................................................................ 058
APÊNDICE................................................................................................................ 063
CAPÍTULO 3 – O SBCA brasileiro: uma avaliação econométrica com o
método das variáveis instrumentais........................................... 065
3.1 Introdução......................................................................................................... 065
3.2 Variáveis proxies e o método das variáveis instrumentais............................... 065
3.3 Séries da regressão........................................................................................... 069
3.3.1 Série do saldo da balança comercial ampliada (SBCA)................................. 070
3.3.2 Séries dos Preços Relativos (PR)................................................................... 071
3.3.3 Séries do nível interno de atividade econômica (
Y
)..................................... 074
3.3.4 Séries do nível externo de atividade econômica (
*
Y
).................................... 076
3.4 Testes de raiz unitária....................................................................................... 077
3.5 Resultados obtidos com a estimação do modelo.............................................. 079
3.6 Considerações finais sobre o capítulo.............................................................. 087
CAPÍTULO 4 – O SBCA brasileiro: uma avaliação econométrica utilizando
a abordagem dos vetores auto-regressivos (VAR).................... 089
4.1 Introdução......................................................................................................... 089
4.2 O método dos vetores auto-regressivos (VAR)................................................ 090
4.2.1 Estabilidade e estacionariedade...................................................................... 092
4.2.2 Identificação do VAR estrutural (SVAR)...................................................... 093
4.2.3 A função impulso-resposta............................................................................. 095
4.2.4 A decomposição da variância......................................................................... 096
4.3 Séries utilizadas no modelo VAR...................................................................... 097
4.3.1 Série do saldo da balança comercial ampliada (sbca)................................... 097
4.3.2 Séries dos Preços Relativos (
PR
).................................................................. 099
4.3.3 Séries do nível interno de atividade (
Y
)......................................................... 101
4.3.4 Séries do nível externo de atividade (
*
Y
)...................................................... . 102
4.4 Testes de raiz unitária aplicados às séries......................................................... . 103
4.5 Resultados obtidos com a estimação do modelo VAR...................................... 105
4.5.1 A estimação do modelo VAR básico.............................................................. 106
4.5.2 A identificação modelo VAR estrutural......................................................... 109
4.5.3 Análise dos resultados a partir da função impulso-resposta e da
decomposição da variância............................................................................ 110
4.6 Considerações finais sobre o capítulo............................................................... 115
CONSIDERAÇÕES FINAIS.................................................................................. 117
REFERÊNCIAS....................................................................................................... 120
ANEXOS
Figura A.1......................................................................................................... 127
Figura A.2......................................................................................................... 128
Figura A.3......................................................................................................... 129
Figura A.4......................................................................................................... 130
Figura A.5......................................................................................................... 131
Figura A.6......................................................................................................... 132
Figura A.7......................................................................................................... 133
Figura A.8......................................................................................................... 134
Tabela A.01....................................................................................................... 135
Tabela A.02....................................................................................................... 136
Tabela A.03....................................................................................................... 137
Tabela A.04....................................................................................................... 138
Tabela A.05....................................................................................................... 139
Tabela A.06....................................................................................................... 140
Tabela A.07....................................................................................................... 141
Tabela A.08....................................................................................................... 142
Tabela A.09....................................................................................................... 143
Tabela A.10....................................................................................................... 144
Tabela A.11....................................................................................................... 146
Tabela A.12....................................................................................................... 147
Tabela A.13....................................................................................................... 148
Tabela A.14....................................................................................................... 149
Tabela A.15....................................................................................................... 150
Tabela A.16....................................................................................................... 151
LISTA DE FIGURAS
Figura 1.2.1 Aumento de demanda em três diferentes situações de oferta............. 014
Figura 1.2.2 Efeitos do comércio internacional...................................................... 016
Figura 1.2.3 Resultado da mudança de produtividade inglesa de vinho em
Portugal............................................................................................... 017
Figura 1.2.4 Resultado da mudança de produtividade inglesa de vinho na
Inglaterra............................................................................................. 017
Figura 1.4.1 Resultados sobre o comercio internacional em três disferentes
valores do preço relativo 036
Figura 3.1 PP estimado como uma tendência linear com quebras estruturais
(PP
TL
).................................................................................................. 074
Figura 3.2 PP estimado pelo Filtro HP (PP
HP
).................................................... 075
Figura 3.3 Séries representativas da taxa de ocupação da capacidade produtiva
instalada (ybr1 e ybr2)........................................................................ 075
Figura 3.4 Séries das taxas de crescimento do PIB americano e do PIB
mundial (tyeua e tymun)..................................................................... 076
Figura 3.5 Resultado da Equação 04, Tab. A.4.................................................... 081
Figura 3.6 Resultado da Equação 18, Tab. A.5.................................................... 082
Figura 3.7 Resultado da Equação 27, Tab. A.6................................................... 083
Figura 3.8 Índice de preços internos dos commodities (exceto petróleo)............ 087
Figura 4.1 Série SBCA normalizado pelo PIB brasileiro e pelo PPI americano
(sbca).................................................................................................. 098
Figura 4.2 Séries representativas dos preços relativos ( PR ).............................. 100
Figura 4.3 Séries representativas do nível interno de atividade (
Y
)................... 101
Figura 4.4 Séries representativas da evolução do nível interno de atividade...... 102
Figura 4.5 Séries representativas do nível externo de atividade (
*
Y
)................. 103
Figura 4.6 Séries representativas da evolução do nível externo de atividade...... 103
Figura 4.7 Avaliação da condição de estabilidade: raízes características............ 108
Figura 4.8 Função impulso-resposta (ordem de Cholesky:
t
uci →
t
ip1 →
t
sbca )................................................................................................. 111
Figura 4.9 Decomposição da variância (ordem de Cholesky:
t
uci →
t
ip1 →
t
sbca )................................................................................................. 112
Figura A.1 Séries representativas (alternativamente) dos preços relativos........... 127
Figura A.2 Séries representativas (alternativamente) dos preços relativos –
uma quebra exógena........................................................................... 128
Figura A.3 Séries representativas (alternativamente) dos preços relativos –
duas quebras exógenas....................................................................... 129
Figura A.4 Séries representativas (alternativamente) dos preços relativos –
duas quebras endógenas..................................................................... 130
Figura A.5 Resultados das regressões – Método das VI – Uma quebra
estrutural em 1981.............................................................................. 131
Figura A.6 Resultados das regressões – Método das VI – Duas quebras
estruturais em 1980 e 1994................................................................. 132
Figura A.7 Resultados das regressões – Método das VI – Duas quebras
estruturais (escolha endógena)............................................................ 133
Figura A.8 Resultados das regressões – Método das VI – Mudanças estruturais
(Tab. A.7)........................................................................................... 134
LISTA DE TABELAS
Tabela A.01 Resultados dos testes DFA, PP e KPSS de raiz unitária.................... 135
Tabela A.02 Resultados dos testes de raiz unitária considerando uma quebra
estrutural exógena em 1981 – Perron (1989)...................................... 136
Tabela A.03 Resultados dos testes de raiz unitária considerando duas quebras
estruturais – Lee e Strazicich (2002).................................................. 137
Tabela A.04 Resultados das regressões – método das variáveis instrumentais
com mudança na tendência em 1981.................................................. 138
Tabela A.05 Resultados das regressões – método das variáveis instrumentais
com mudanças na tendência em 1980 e 1994..................................... 139
Tabela A.06 Resultados das regressões – método das variáveis instrumentais
com mudanças na tendência (escolha endógena)............................... 140
Tabela A.07 Resultados das regressões – método das variáveis instrumentais
com mudanças na tendência............................................................... 141
Tabela A.08 Resultados dos testes DFA, PP e KPSS de raiz unitária (Cap. 4)...... 142
Tabela A.09 Resultados dos testes de raiz unitária considerando duas quebras
estruturais: Lee e Strazicich (2002).................................................... 143
Tabela A.10 Resultado do VAR básico.................................................................. 144
Tabela A.11 Critérios de escolha do número de termos defasados......................... 146
Tabela A.12 Avaliação da condição de estabilidade: raízes características............ 147
Tabela A.13 Identificação do VAR estrutural (Ordem de Cholesky:
t
uci →
t
ip1 →
t
sbca ).................................................................................... 148
Tabela A.14 Identificação do VAR estrutural (Ordem de Cholesky:
t
ip1 →
t
uci →
t
sbca ).................................................................................... 149
Tabela A.15 Função impulso-resposta (Ordem de Cholesky:
t
uci →
t
ip1 →
t
sbca )................................................................................................. 150
Tabela A.16 Decomposição da variância (Ordem de Cholesky:
t
uci →
t
ip1 →
t
sbca )................................................................................................. 151
RESUMO
Este estudo busca contribuir para que melhor se depreenda a lógica evolucional da balança
comercial brasileira de bens e serviços não-fatores (SBCA), tendo em vista a importância
desse agregado na compleição das restrições externas ao desenvolvimento nacional. Com
esse intuito, as percepções de David Ricardo sobre o comércio exterior são tomadas como
matriz teórica central capaz de explicar as relações econômicas envolvidas nas trocas
internacionais. Recorre-se, ainda, à teoria da renda espacial, na forma abordada por Lemos
(1988), com o objetivo de realizar a transposição teórica da renda agrária de Ricardo
(ambientada no século XVIII) para o ambiente urbano contemporâneo. O arcabouço
teórico é, então, submetido à corroboração empírica mediante a aplicação de duas distintas
metodologias econométricas: das variáveis instrumentais e dos vetores auto-regressivos
(VAR). O primeiro estudo utiliza observações anuais do período de 1947 a 2006. No
segundo, as observações são trimestrais e abrangem o período de 1980(1) a 2005(4).
Discute-se também o problema da presença de raiz unitária e quebras estruturais nas séries,
questão basilar à definição das metodologias econométricas adotadas. Nos dois estudos,
foram encontradas fortes evidências em favor da existência das relações avaliadas, isto é: o
SBCA parece ser bem explicado por alguma medida de competitividade em preços (preços
relativos) e pelos níveis interno e externo de atividade econômica. Além disso, as relações
causais parecem perdurar por períodos significativamente longos.
ABSTRACT
This thesis is intended to contribute for a better understanding of the Brazilian trade
balance evolution for goods and services (SBCA), due to the importance of this aggregate
in the external restrictions to national development. David Ricardo’s perceptions on
foreign trade are taken as the main theory to explain the economic relations in international
trade. The theory of spatial income, through Lemos (1988) approach, is also used in order
to obtain the theoretical transposition from the agrarian income of Ricardo (situated in the
18
th
century) to the contemporary urban environment. This theoretical base is then
submitted to empirical tests by two different econometric methods: instrumental variables
and vector autoregression (VAR). In the first we used annual data from 1947 to 2006 while
in the second quarterly data from 1980 to 2005 were employed. The work also discusses
the problem of unit roots and structural breaks in time series, key point for the definition of
the econometric methods adopted here. In both studies, strong evidence of the evaluated
relation was found: the SBCA seems to be explained in some measure by price
competitiveness (relative prices) and by internal and external economic activity levels.
Besides that, causal relations seem to last for significantly long periods.
INTRODUÇAO
Economias que ao longo do tempo aportaram recursos externos líquidos dependem de
divisas de aceitação universal para o pagamento dos serviços dos seus passivos
1
e podem
obtê-las de duas formas. A primeira é por meio da absorção de mais recursos externos
(saldo positivo nas contas de capital); o que realimenta o passivo externo, implicando, em
um segundo momento, novas transferências de renda para o exterior. Essa opção
normalmente exige o aumento das taxas internas de juro, suscitando o crescimento da
dívida pública e o constrangimento do crescimento doméstico, além de depender da
liquidez financeira internacional (da elasticidade da oferta de crédito). A outra forma é com
a transferência líquida de recursos para o exterior
2
. Nesse caso, é possível estabilizar as
contas externas; contudo, significa exportação de poupança interna (produto superior ao
dispêndio), o que freqüentemente demanda um custo político presente – muitas vezes
compreendido em crescimento do nível interno de preços ou em queda do poder de compra
da população, ou em ambos – freqüentemente postergado pelos gestores estatais.
A mudança na política cambial de janeiro de 1999 – expressa no Comunicado 6.565, de
18.01.99, do Banco Central do Brasil (BCB) – reiterou evidências da impossibilidade de os
países devedores financiarem, por longos períodos, seus compromissos externos com
superávits nas contas de capital e novamente explicitou a fragilidade das contas externas
brasileiras. Premida pela iminência de insolvência externa – consubstanciada na rápida
redução de reservas internacionais –, a autoridade monetária trocou a política cambial de
“bandas administradas
3
”, então principal instrumento de estabilização dos preços internos,
por uma política de câmbio livre, ou melhor, de flutuação “suja”, pois o BCB “poderá
intervir nos mercados, ocasionalmente e de forma limitada, com o objetivo de conter
movimentos desordenados das taxas de câmbio”, conforme ressaltava o normativo
supracitado.
O financiamento integral ou preponderante das remessas de rendas pertencentes aos
residentes no exterior (dos chamados serviços fatores) via conta de capital não é
1
A economia norte-americana é a única exceção atual, por ser emissora da moeda de circulação universal.
2
O saldo positivo da soma da balança comercial com os serviços não relativos aos fatores de produção.
3
O BCB definia um piso e um teto para a cotação da moeda americana e intervinha, comprando ou
vendendo dólares, quando a cotação ameaçava esses limites.
2
sustentável no longo prazo porque conduz o passivo externo líquido a uma trajetória de
crescimento explosiva e eleva a vulnerabilidade da economia a crises cambiais. Sejam
essas crises decorrentes de fatores de natureza essencialmente exógena (a exemplo da
escassez financeira internacional ocorrida no início da década de 1980) ou endógena (como
sucedeu, ao final da década 1990, com as ditas economias emergentes, que sofreram
ataques cambiais seqüenciais por inconsistências em suas políticas econômicas externas),
ou de ambos. Via de regra, longos períodos de “populismo cambial”
4
antecedem crises de
balanço de pagamentos. Portanto, países como o Brasil, responsáveis por passivos externos
elevados, necessitam, no longo prazo, de saldos positivos na balança comercial ampliada
(SBCA)
5
para viabilizar o equilíbrio intertemporal das suas contas externas. Além disso, o
SBCA é também a parcela do balanço de pagamento mais sensível a intervenções estatais,
o que torna imperativo o seu monitoramento (e conseqüentemente dos seus determinantes)
enquanto atividade de uma política externa prudente.
O objetivo central desta tese, então, é estimar os determinantes do SBCA brasileiro. Para
tanto, o estudo deve estar fundamentado não somente em técnicas e análises estatísticas,
mas também em princípios teóricos e em aspectos da história da economia nacional.
Busca-se, com isso, contribuir para que estratégias de relaxamento das restrições externas
ao desenvolvimento nacional possam ser re-pensadas. Não obstante se esteja aqui ciente de
que os extraordinários resultados recentes do comércio externo brasileiro tenham
significativamente mitigado essas restrições, essa é uma questão que ainda não está
definitivamente equacionada. Por conseguinte, também aqui se entende que o tema
permanece ainda hoje relevante.
Além desta introdução, esta tese comporta mais quatro capítulos. No próximo capítulo,
busca-se, a partir das impressões ricardianas sobre o comércio internacional, conceber a
sistematização de um arcabouço teórico capaz de embasar as funções estruturais utilizadas
4
Grosso modo, seria a combinação de moeda doméstica apreciada para inibir o avanço dos preços internos
e evadas taxas de juros para atrair o capital externo de curto prazo, e assim financiar o déficit em
transações correntes, induzido pela apreciação cambial.
5
Saldo da balança comercial mais o saldo dos bens intangíveis, contabilizados nos chamados serviços não-
fatores, estes hoje denominados no balanço de pagamentos brasileiro apenas de serviços. “A diferença
entre exportação e importação de mercadorias e de serviços não-fatores se resume à simples questão da
tangibilidade. Num caso se trata de bens fisicamente visíveis, noutro não. Contudo, a diferença é pouco
relevante do ponto de vista econômico. Receber dólares de turistas ou de exportação de café, aço ou suco
de laranja não faz maior distinção. Em qualquer dos casos, são os fatores de produção do país que geram
as receitas vindas do exterior.” (Simonsen e Cysne, 1995, p. 91).
3
nos dois estudos econométricos, que são apresentados na seqüência. No segundo capítulo,
além de uma revisão da literatura empírica de trabalhos congêneres, a questão da presença
de raiz unitária nas séries é discutida. O capítulo três apresenta uma estimativa dos
determinantes do SBCA brasileiro utilizando o método das variáveis instrumentais,
abrangendo observações anuais do período de 1947 a 2006. No capítulo quatro, um outro
estudo econométrico envolvendo o SBCA brasileiro é apresentado, na forma da
metodologia dos Vetores Auto-regressivos (VAR). Neste caso, as observações são
trimestrais e abrangem o período de 1980(1) a 2005(4). Ao final, algumas considerações
são tecidas. Antes, porém, de se avançar para o próximo capítulo, percepções preliminares
sobre os determinastes do SBCA são a seguir apresentadas.
Percepções preliminares sobre os determinantes do SBCA
Os manuais de macroeconomia aberta e de economia internacional
6
normalmente avaliam
o saldo da balança comercial como uma função de alguma medida de competitividade em
preços relativos (PR) – fortemente influenciada pela taxa de câmbio real – e dos níveis
interno e externo de atividade econômica. Esta seção se destina a examinar em caráter
ainda preliminar essas relações.
A contextualização da influência dos PR na determinação do SBCA pode ser pensada
tomando como referência uma economia aberta e participante de um mercado global
competitivo, preponderantemente tomadora de preços internacionais e com uma cesta de
dispêndio composta majoritariamente por bens locais. Além disso, os itens produzidos
nessa economia apenas marginalmente comporiam a cesta de dispêndio do resto do mundo.
O que se poderia denominar de tipificação simplificada da economia brasileira.
Didaticamente, O SBCA pode ser representado como a combinação de quatro vetores,
conforme a seguinte identidade:
MMXX
P.'QP.'QSBCA
v
r
r
r
−=
, (I.1)
em que
[]
XnXXXX
,..., q, q, qq'Q
321
=
v
é o vetor linha das quantidades dos bens ou serviços
exportados;
[]
XnXXXX
,..., p, p, ppP
321
=
v
é o vetor coluna dos preços em moeda externa
6
Dornbusch (1980), Dernburg (1989), Williamson (1989), Simonsen e Cysne (1994), Obstfeld e Rogoff
(1996), Krugman e Obstfeld (1999), Sachs e Larrain (2000), Mark (2001) são alguns exemplos.
4
dos bens ou serviços exportados;
[
]
MkMMMM
,..., q, q, qq'Q
321
=
v
é o vetor linha das
quantidades dos bens ou serviços importados;
[
]
MkMMMM
,..., p, p, ppP
321
=
v
é o vetor
coluna dos preços em moeda externa dos bens ou serviços importados; e n e k são,
respectivamente, os quantitativos de itens exportados e importados.
Uma variação, então, dos PR deve provocar mudanças nas escolhas individuais dos
consumidores (domésticos e estrangeiros) e produtores (somente os domésticos) e, no
agregado, alterar o saldo comercial da economia doméstica, interferindo, contudo, apenas
marginalmente na balança comercial do resto do mundo. É razoável inferir, por exemplo,
que uma redução relativa dos preços domésticos melhore a competitividade dos bens
nacionais, favorecendo o SBCA.
Mais especificamente, todavia, uma mudança nos PR provavelmente produzirá efeitos em
dois sentidos. Primeiramente, a mudança deve alterar os volumes físicos das exportações
(Q'
X
) e importações (Q'
M
). Uma queda (um aumento) dos PR favorece o crescimento (a
redução) do quantum exportado e a redução (o crescimento) do quantum importado. O
segundo efeito seria sobre os termos de troca (
MX
PP ). Diante de um aumento dos PR
(decorrente, por exemplo, de uma desvalorização cambial), o exportador, visando ampliar
sua participação no mercado (competitivo), tenderia a ofertar seu produto a um preço, em
moeda estrangeira, inferior ao original, não obstante possa elevar o preço do bem em
moeda nacional (a uma taxa percentual, portanto, inferior ao aumento da taxa de câmbio).
Dessa forma, o ganho individual do exportador decorreria tanto do aumento da quantidade
quanto do preço (em moeda local), já que a redução do preço em moeda internacional
favoreceria a expansão da quantidade exportada, e o aumento do preço em moeda local
implicaria uma maior lucratividade por unidade vendida. A mudança relativa de preços,
todavia, não deve alterar significativamente os preços, em moeda externa, dos bens
importados (adotada a premissa de que a economia doméstica é preponderantemente
tomadora de preços). Logo, uma desvalorização cambial tende a deteriorar os termos de
troca, já que há uma tendência de queda nos preços dos bens exportados e de estabilidade
dos preços dos importados.
Portanto, uma desvalorização cambial (aumento de PR) tem um resultado em princípio
ambíguo sobre as exportações líquidas; se por um lado tende a diminuir os valores dos
5
elementos do vetor-preço dos exportados ( ↓
Xi
p ) e não alterar os elementos do vetor-preço
dos importados ( b
Mi
p ), por outro favorece o crescimento do volume das exportações
( ↑
Xi
q ) e a redução do volume das importações ( ↓
Mi
q ). O efeito final sobre (I.1) irá
depender das elasticidades-preço da oferta e da demanda das exportações e importações.
Para que o resultado seja de fato positivo a condição de Marshall-Lerner [Marshall (1923)
e Lerner (1933)] deverá ser atendida. Ou seja, para um país industrializado, a soma
mx
η
η
+ deverá ser maior que 1, em que
x
η
e
m
η
são as elasticidades-preço de demanda
das exportações e importações, respectivamente
7
.
No curto prazo, contudo, não é inusitado que uma queda no
SBCA suceda a uma
desvalorização cambial. O efeito ficou conhecido como "
Curva J", devido ao percurso do
ajustamento da balança comercial no tempo, e a explicação seria a baixa elasticidade-preço
das demandas doméstica e externa no período imediato à desvalorização (Zini Jr., 1995, p.
47). Nesse caso, o efeito negativo dos termos de troca sobre o SBCA prevaleceria sobre o
efeito positivo quantum.
A expansão da atividade econômica doméstica, por sua vez, deverá reduzir o SBCA por
pelo menos dois motivos. O primeiro é que o aumento da renda favorecerá a expansão do
consumo agregado, implicando também maior demanda por bens e serviços importados
(turismo internacional, por exemplo). O segundo é que, particularmente no caso brasileiro,
um aumento do produto induz o crescimento da demanda de bens de capital, visto que será
necessário ampliar a capacidade produtiva instalada para atender ao crescimento da
demanda por bens finais, e que o Brasil é tradicionalmente um importador líquido nesse
setor. Pode-se intuir ainda um terceiro motivo: o produtor priorizaria o mercado interno,
em face da maior comodidade transacional. Assim, em períodos de baixa atividade
econômica doméstica, o produtor nacional, ao se deparar com uma menor procura por seus
bens, é impelido a ofertar no mercado externo seu excedente produtivo. Nas palavras de
Prates (2003, p. 2), o mercado externo, nesses momentos, torna-se uma importante
“válvula de escape”. Em condições inversas, a premência de atender a uma demanda
7
Para isso, assumi-se que as elasticidades-preço de oferta das exportações e importações sejam infinitas,
(
∞→
xm
SS , ).
6
nacional em expansão recobraria o interesse do produtor pelo mercado doméstico,
refreando o seu ímpeto exportador.
Em contrapartida, um aumento da renda externa tende a favorecer a balança comercial da
economia interna, pois, de forma análoga, os residentes estrangeiros demandarão uma
maior quantidade de bens e serviço, o que compreende também aqueles produzidos na
economia doméstica.
Portanto, o SBCA pode ser entendido como o resultado da seguinte relação:
)(
*
PR,Y,YfSBCA= (I.2)
Ou seja, o SBCA é uma função dos preços relativos
)(PR
e dos níveis interno e externo de
atividade econômica, respectivamente, Y e
*
Y
. Um aumento dos PR (desvalorização
cambial, por exemplo) deve aumentar a competitividade-preço da economia nacional vis-à-
vis
o resto do mundo, favorecendo a exportação dos bens locais e dificultado as suas
importações, o que resultaria no aumento do quantum exportado e na redução do quantum
importado. Por outro lado, uma desvalorização cambial tem também um efeito negativo
sobre o SBCA, em decorrente da deterioração dos termos de troca. No médio e longo prazo,
todavia, o efeito quantum deve prevalecer sobre o efeito termos de troca, resultando em um
aumento do SBCA. De outra forma, um aumento em
Y
propicia o crescimento da demanda
interna, provocando o crescimento das importações e inibindo as exportações, já que a
absorção interna tende a ser ampliada. Um comportamento simétrico deve ser observado
com o crescimento do
*
Y
, bastando lembrar a tautologia: importação do resto do mundo é
exportação da economia nacional.
Em síntese, este estudo busca contribuir para que melhor se depreenda a evolução da
balança comercial brasileira dos bens e serviços não-fatores, tendo em vista a importância
desse agregado na compleição das restrições externas ao desenvolvimento nacional. Com
esse intuito, as percepções de David Ricardo sobre o comércio exterior são tomadas como
matriz teórica central capaz de explicar as relações expressas em (I.2). A teoria adotada é,
então, submetida à corroboração empírica mediante a aplicação de duas distintas
metodologias econométricas: das variáveis instrumentais e dos vetores auto-regressivos
(VAR).
7
CAPÍTULO 1 - O comércio exterior em David Ricardo: além das vantagens relativas
1.1 - Introdução
A literatura econômica tradicional geralmente reduz as contribuições de David Ricardo
sobre o comércio exterior à noção das vantagens relativas
1
. Assim, popularizou-se a idéia
de uma teoria rígida, baseada no determinismo vocacional dos países. Essa interpretação
parcial, por exemplo, permitiu que o pensamento econômico dominante, por muito tempo,
se respaldasse nos corolários das vantagens relativas para construir a retórica da tese da
divisão inexorável dos países entre industriais e agrícolas, conforme “suas vocações
naturais”.
Furtado (1999, p. 17-8) testemunha, por exemplo, que “foi nos anos 30 que se começou a
questionar o modelo de economia ‘essencialmente agrícola’ defendido pela classe
dominante brasileira (...) Isso hoje parece elementar, mas meio século atrás era motivo de
polêmica acalorada”. Em seguida ele esclarece: “A opinião predominante era a de que
convinha tornar à forma clássica de desenvolvimento apoiada nas vantagens comparativas
[grifo nosso] do comércio internacional. Essa era a boa doutrina aceita universalmente
2
”.
Além disso, a aceitação preponderante nos meios acadêmicos da doutrina marginalista do
equilíbrio geral, contrapondo-se à teoria do valor-trabalho, contribuiu para que o arcabouço
ricardiano, já há muito tempo, fosse tomado como anacrônico, não obstante lhe tenham
reservado uma posição honrosa nos alfarrábios da economia, conforme assinalou Forgarty:
há muito tempo que os ‘Princípios’ estão obsoletos como expressão do
pensamento econômico corrente. Desde que Jevons e Menger estabeleceram
as bases da análise marginal, (...). Mas os ‘Princípios’ permanecem um dos
grandes documentos sobre pensamento econômico, com um lugar na história
1
O conceito ficou consagrado como “vantagens comparativas”, contudo Lemos (1988, p. 101), atento ao
pleonasmo, lembra que “toda vantagem só pode ser comparativa, restando saber se é absoluta ou
relativa”.
2
Isso não significa, em absoluto, que Furtado tenha rejeitado o princípio das vantagens relativas ou que
defendesse a autarquia, mas tão somente que não tenha se resignado com o determinismo produtivo dos
países conforme com suas “vocações naturais” (leia-se dotação de fatores). Na seqüência da mesma obra,
por exemplo, Furtado registrou: “Ninguém contesta que o comércio internacional haja sido durante
séculos criador de riquezas, independentemente da introdução de novas técnicas. Quando Ricardo
formulou a teoria dos custos comparativos, que explica aumentos de produtividade gerados pelo
intercâmbio internacional, não precisou apelar para o fator avanços nas técnicas (p. 59)”.
8
(...). Lêem-se agora não pelos ensinamentos que eles possam contar, mas
como o documento de um dos grandes pioneiros (...) (1965, p. 8).
Em conseqüência, habitualmente a serventia do legado ricardiano sobre o comércio
internacional, a exceção dos textos de história do pensamento econômico, ficou restrita ao
embasamento da demonstração (didaticamente concebida) dos benefícios alcançados pelos
países quando o comércio exterior ocorre irrestritamente. Demonstração essa muitas vezes
construída mediante a admissão de diferenças (implicitamente rígidas) nas dotações de
fatores entre as economias consideradas.
Contudo, este estudo não tem propósito investigativo, no sentido de restabelecer as reais
intenções de David Ricardo e emitir julgamento de valor a respeito de eventuais distorções
interpretativas; tampouco prestar reverências apologéticas ao autor clássico. As pretensões
são mais pragmáticas. De encontro a Forgarty, o que se busca na principal obra de Ricardo
(Princípios de Economia Política e Tributação) são justamente os “ensinamentos que eles
[ainda] possam nos contar”. Simplesmente, intui-se que a obra pode ser de elevada
relevância àqueles que buscam a melhor compreensão das relações supracircunstanciais
que envolvem o comércio internacional. Dessa forma também parecia entender Lemos
(1988, p. 92) quando salientou:
Ao contrário do que comumente se apregoa, a teoria ricardiana sobre o
‘comércio exterior’ extrapola em muito o papel de ‘peça de museu’ que
reiteradamente querem atribuir-lhe, para assumir a forma de uma introdução
precisa, entendida não no sentido de não conter erros, mas de conter as
questões fundamentais que merecem ser discutidas e, teoricamente,
desenvolvidas.
Em essência, a expectativa é trazer para discussão a teoria ricardiana sobre o comércio
exterior, que transcende a simples idéia das vantagens relativas e que – a despeito de conter
passagens obscuras que ensejam interpretações excessivamente idiossincráticas ou
simplistas – possa, no presente, engendrar a sistematização de um arcabouço teórico capaz
de explicar as relações entre as variáveis envolvidas nas trocas internacionais,
contemplando não apenas diversas etapas e situações de comércio, mas também (e talvez
principalmente) uma abordagem dinâmica das relações mercantis realizadas pelos países.
Além desta introdução, este capítulo contém quatro outras seções. A segunda seção trata da
questão do comércio exterior, propriamente dito, sob a ótica de David Ricardo. A terceira
seção busca realizar a transposição teórica da renda agrária de Ricardo (ambientada no
9
século XVIII) para o espaço contemporâneo da renda urbana de Lemos (1988). A quarta
seção tem o propósito de conformar sintética e contemporaneamente as relações entre as
variáveis envolvidas no comércio exterior, de acordo com as revisões teóricas realizadas
nas seções anteriores. Como é praxe, a última seção destina-se às considerações finais.
1.2 – “Sobre o Comércio Exterior”
Embora a idéia das vantagens relativas seja apenas parte da teoria ricardiana sobre o
comércio internacional, sua presença é o elemento catalisador do processo dinâmico, que
em todo o momento transforma as relações do comércio internacional. Pois são as
alterações nos custos de oportunidade que produzem variações no fluxo de bens e
modificam os resultados do comércio. Esta revisão, assim, inicia-se com a leitura do
exemplo clássico no qual Ricardo (1996, p. 98) compara situações de comércio entre
Inglaterra e Portugal e inaugura a idéia das vantagens relativas, tendo como referência a
sua teoria do valor trabalho.
1.2.1 – A noção das vantagens relativas
A Inglaterra é descrita com a seguinte capacidade produtiva: necessita do trabalho de 100
homens-ano para fabricar uma quantidade X de tecido, enquanto a produção de uma
quantidade Y de vinho exige o trabalho de 120 homens-ano. Portugal, para obter as
mesmas quantidades de tecido e vinho, no mesmo intervalo de tempo, necessita,
respectivamente, de 90 e 80 homens. Em síntese, a condição inicial é a da tabela seguinte:
Tecido (X)
Vinho (Y)
Inglaterra (homens-ano) 100 120
Portugal (homens-ano) 90 80
A impressão inicial é que não há possibilidade de comércio entre os dois países,
envolvendo os dois produtos, já que Portugal é mais produtivo na obtenção de ambos.
Ricardo, contudo, resolve o aparente paradoxo, avaliando o custo de oportunidade de cada
bem em cada país.
10
Embora Portugal pudesse fabricar tecido com o trabalho de 90 homens,
deveria ainda assim importá-los de um país onde fosse necessário o emprego
de 100 homens, porque lhe seria mais vantajoso aplicar seu capital na
produção de vinho, pelo qual poderia obter mais tecido da Inglaterra do que
se desviasse parte de seu capital do cultivo da uva para a manufatura
daquele produto (Ricardo, 1996, p. 98).
Anteriormente, o autor já havia imaginado Portugal funcionando como autarquia e
concebeu o seguinte resultado:
se Portugal não tivesse nenhuma ligação comercial com outros países, em vez
de empregar grande parte de seu capital e de seu esforço na produção de
vinhos, com os quais importa, para seu uso, tecidos e ferramentas de outros
países, seria obrigado a empregar parte daquele capital na fabricação de tais
mercadorias, com resultados provavelmente inferiores em qualidade e
quantidade (Ricardo, 1996, p. 97).
Em seguida, após apresentar o conceito das “vantagens”
3
e, intrinsecamente, defender uma
maior integração do comércio, Ricardo inicia a discussão das trocas desiguais envolvendo
os dois países: “A Inglaterra entregaria o produto do trabalho de 100 homens em troca do
produto do trabalho de 80”. Mas ressalva que
tal troca não poderia ocorrer entre indivíduos de um mesmo país (...) A
diferença entre um país e os demais, nesse aspecto, pode ser facilmente
explicada pela dificuldade com que o capital se transfere de um país para
outro em busca de aplicações mais lucrativa e pela facilidade com que
invariavelmente se muda de uma para outra região no mesmo país.
A experiência mostra, no entanto, que a segurança real ou imaginária do
capital, quando não se encontra sob o controle imediato de seu proprietário,
aliada à natural relutância de todo homem em abandonar seu país natal e
suas relações e a submeter-se, com todos os seus hábitos arraigados, a um
governo estrangeiro e a novas leis, refreia a imigração do capital (p. 98-9).
No contexto das trocas desiguais, o autor assume hipóteses que, além de importantes para a
sustentação da sua teoria à época, ainda hoje podem ser aceitas como válidas. A primeira
hipótese é a da menor mobilidade do capital internacional vis-à-vis o capital doméstico. O
capital pode ser simbolicamente comparado a um “fluido viscoso”, ou seja, há
possibilidade de movimento de capital entre países, em busca de maior lucratividade,
porém o movimento não procede com a mesma facilidade com que se dá entre os setores
ou entre as regiões de um mesmo país. Assim, a hipótese da equalização dos lucros e,
3
Normalmente, a sumarização da contribuição de Ricardo para o comércio internacional não vai além
dessa etapa, no máximo a relação comercial é estendida para vários bens e formalizada em um modelo
matemático. Ver, por exemplo, Krugman e Obstfeld (1999, cap. 2) e Cave e Jones (2001, item 3.2).
11
conseqüentemente, a sua distribuição “uniforme” entre os diversos setores produtivos não
devem ser observadas em relação às trocas internacionais
4
.
Também o trabalho (e em maior medida) apresenta restrições à sua mobilidade
internacional (essa é a segunda hipótese), o que possibilita que trabalhos qualitativamente
equivalentes sejam remunerados diferentemente quando não realizados em um mesmo
país. No âmbito do pensamento ricardiano, pode-se inferir pelo menos dois motivos para
que essas distinções salariais sejam verificadas. O primeiro seria a existência de diferenças
nas dotações de fatores, sejam eles naturais (terras, por exemplo), tecnológicos ou de
estoque de capital. Nesse caso, o salário de subsistência seria diferente em cada país. O
segundo deve-se ao fato de que o “valor de mercado” (ou preço) do trabalho poderia, de
forma sustentável, superar o seu “valor natural”, em países onde “o aumento de capital é
gradual e constante”.
Em suma, as diferenças de mobilidades do capital e do trabalho estabelecem as
especificidades dos comércios internacional e local, tornando possível a realização das
trocas desiguais apenas no âmbito internacionais.
Em seguida, Ricardo reservou aos metais preciosos, a moeda universal, o papel de agente
modelador capaz de viabilizar a troca do fruto do trabalho de 100 horas por outro de
apenas 80 horas
5
– o princípio intuitivo é que o poder aquisitivo do ouro não é o mesmo
em todo local
6
.
Assim, os tecidos não serão importados por Portugal a menos que lá possam
ser vendidos por mais ouro do que custaria no país do qual foram
4
Mesmo no tempo presente, em uma época em que o capital é reconhecidamente global e itinerante, há,
ainda, considerável resistência ao seu movimento internacional. Seja por variações no nível de incerteza
ou pela assimetria da informação, o movimento não ocorre sem alguma resistência. E se de fato é verdade
que o seu movimento ocorre hoje com maior fluidez, também é verdade que comparativamente à
mobilidade interna, a distinção ainda persiste. É importante ressaltar, todavia, que o termo “capital”
empregado por Ricardo refere-se ao capital fecundo, que propicia o aumento da capacidade produtiva de
quem o aporta, assemelhado à rubrica investimento direto, diferentemente do termo “capital” usualmente
utilizado para designar o capital financeiro internacional, naturalmente fugaz e dotado de alta mobilidade,
sem quase nunca participar do processo produtivo. Portanto, a teoria ricardiana não exige como premissa
a imobilidade internacional do capital, apenas refuta sua livre movimentação e, processadas as
ponderações, a hipótese é ainda hoje plausível.
5
Para um exame mais aprofundado das trocas desiguais no âmbito da teoria ricardiana, ver Lemos (1988,
Cap. 2).
6
Esta idéia contrapõe a hipótese da paridade do poder de compra (PPC) em sua versão absoluta (P = EP*).
12
importados, e o vinho não entraria na Inglaterra a menos que pudesse ser
vendido por mais do que custa em Portugal (p. 99).
Tem-se com isso a seguinte situação: o tecido inglês é produzido com uma quantidade de
horas que supera as horas necessárias para produzir o bem em Portugal, mas ainda assim
Portugal o importa da Inglaterra. Logo, o preço de mercado do tecido deve ser maior em
Portugal do que na Inglaterra. Isso implica que o salário português seja também maior.
Caso contrário, o importador Português não teria interesse em concretizar a operação. De
fato, dessa forma concebera Ricardo, quando posteriormente arbitrou o seguinte:
O preço do barril fosse aqui [na Inglaterra] 50 libras, e que o preço de
determinada quantidade de tecido fosse 45 libras, enquanto, em Portugal, a
mesma quantidade de vinho custasse 45 libras e a mesma porção de tecidos
50 libras. O vinho seria exportado de Portugal com um lucro de 5 libras, e os
tecidos exportados da Inglaterra, com um lucro de igual valor (p. 100).
Rigorosamente, tomando como referência o que afirmara o próprio autor a respeito do
valor de troca de um bem, ou seja, que este depende relativamente do trabalho necessário
para sua produção, e caso se julgue necessária uma precisão maior, os valores monetários
do exemplo acima deveriam sofrer alguns ajustes. Na Inglaterra o preço mais apropriado
para o vinho seria de 54 libras, caso o preço do tecido fosse de 45 libras (100 horas para
produzir tecidos contra 120 horas para produzir vinho). Enquanto, em Portugal, o preço do
tecido deveria ser de 50,625 libras, com o vinho custando 45 libras (90 horas para o tecido
contra 80 horas para o vinho). Com o comércio internacional, os preços dos bens seriam
estabelecidos internacionalmente de acordo com a oferta e a demanda de cada um deles.
Mas é razoável, por exemplo, imaginar que o preço do vinho aumentaria em Portugal e se
reduziria na Inglaterra, com o tecido ocorreria justamente o contrário. Com isso, o preço
internacional do vinho relativo ao (
TV
PP ) tecido deveria situar-se entre os custos de
oportunidade do bem nos dois países, ou seja:
100
120
90
80
<<
T
V
P
P
(1.2.1)
Assumindo, por simplificação expositiva, que a taxa de lucro corrente (
β
) é a mesma nos
dois países e lembrando que a última porção produzida (referência para o valor de troca)
não paga renda da terra, o salário da economia portuguesa (
P
w ) relativo ao salário da
economia inglesa (
I
w ) deveria ser:
13
T
V
T
V
T
V
I
P
P
P
P
P
P
P
w
w
.25,1
80
100
.
100)1(
80)1(
==
⋅+
⋅+
=
β
β
(1.2.2)
Associando, agora, (1.2.1) e (1.2.2), tem-se que:
50,111,125,1.
100
120
90
80
25,1 <<∴<<⋅
I
P
I
P
w
w
w
w
Isto é, para que o comércio entre os países seja de fato possível, com o envolvimento dos
dois bens, é necessário que o salário da economia portuguesa supere o da economia inglesa
em aproximadamente 11%, sem, contudo, superá-lo em 50%. Se
IP
ww for menor do que
11,1
, será mais vantajoso para a economia portuguesa produzir o próprio tecido e não mais
importá-lo da Inglaterra. No outro extremo, para
IP
ww
maior do que 50,1 , Portugal não
mais conseguirá exportar o vinho à Inglaterra.
Há ainda uma outra questão a ser avaliada: qual é a estrutura da função de produção a ser
assumida para os dois bens nos dois países? Se for tomado, especificamente, conforme o
autor considerou na formulação do exemplo (possivelmente para facilitar a exposição do
seu argumento), o produto marginal do trabalho seria constante e, conseqüentemente,
haveria especialização plena na produção dos dois bens. Portugal produziria vinho para as
duas economias e deixaria de produzir tecidos, enquanto na Inglaterra a situação seria
exatamente inversa. Contudo, anteriormente Ricardo já havia registrado que a necessidade
de se ofertar mais de um bem (em decorrência do aumento de demanda) provocaria sobre o
seu “preço natural” dois efeitos de sinais opostos, podendo resultar em aumento ou queda
de valor a depender de qual desses efeitos prevalecesse. O primeiro efeito seria a
produtividade marginal decrescente do trabalho, decorrente da utilização de terras
inferiores (origem da renda fundiária), que tenderia a elevar os preços dos bens (o
mecanismo da renda da terra). O segundo efeito, aqui interpretado como economias de
escala
7
, operaria no sentido de reduzir o preço. Em princípio todos os bens estariam, em
7
“O preço natural de todas as mercadorias – com exceção dos produtos agrícolas, e do trabalho – tente a
cair com o aumento da riqueza e da população, pois, embora de um lado aumentem em valor real quando
o preço natural da meteria-prima de que são feitas se eleva, isso é mais do que compensado pelos
aperfeiçoamentos da maquinaria, melhores divisão e distribuição do trabalho e crescente qualificação
científica e técnica dos produtores”.
14
seus processos de obtenção, submetidos à ação dessas duas forças, que, no entanto,
variariam em suas intensidades conforme as singularidades produtivas de cada um.
Posteriormente, essa questão voltará aqui a ser discutida, por ora, no entanto, a
Fig. 1.2.1
sintetiza as três situações aventadas.
Figura 1.2.1 – Aumento de demanda em três diferentes situações de oferta.
(a) (b) (c)
Fonte: Elaboração Própria
No primeiro caso, Fig. 1.2.1(a), o aumento de demanda (representado pelo deslocamento
de
D
1
para D
2
) eleva a quantidade produzida sem, contudo, elevar o “preço natural” do
bem, na forma do exemplo vinho/tecido. A
Fig. 1.2.1(b) representa a situação em que o
efeito retornos decrescentes prevalece sobre o efeito ganho de escala. Nesse caso, o
crescimento da produção provoca a elevação do “preço natural”, e não necessariamente
haveria especialização plena na produção do bem, pois cada unidade a mais a ser ofertada
implicaria o aumento do custo de oportunidade do produto. Assim, seria possível que já
não houvesse vantagem relativa na produção do bem antes que se conseguisse produzir a
última unidade necessária para suprir a demanda do produto nos dois países. O último
gráfico,
Fig. 1.2.1(c), representa a situação em que a economia de escala prevaleceria,
fazendo com que o “preço natural” caia à medida que mais unidades são produzidas. Na
prática, contudo, há um limite para as economias de escala (ainda que esse possa ser
bastante elástico), senão todo o capital de uma economia seria atraído para um único setor
(aquele em que o fenômeno fosse observado), e a economia produziria um único bem. O
fato de os países possuírem pautas de comércio internacional envolvendo diversos bens é a
prova revelada da existência desse limite.
P
Q
P
Q
P
Q
D
1
D
2
D
2
D
2
D
1
D
1
15
1.2.2 – Alterações nas condições das vantagens relativas (choque de produtividade)
Equacionadas as questões estáticas, o autor introduz, então, um choque exógeno na
produtividade do vinho inglês, alterando a relação comercial inicialmente estabelecida
entre os países, e, definitivamente, confere natureza dinâmica à sua teoria.
Imaginemos agora que a Inglaterra descubra um processo de produzir vinho,
pelo qual lhe fosse mais interessante produzi-lo do que importá-lo. Uma
parcela de capital seria naturalmente desviada do comércio exterior para o
interno, e o país deixaria de produzir tecido para exportação e produziria
vinho para o seu próprio abastecimento (p. 99).
A rigor, com base na própria idéia das vantagens relativas, deveria ocorrer (caso o ganho
de produtividade inglês fosse suficientemente elevado) uma inversão no fluxo de
mercadorias – a Inglaterra passaria a exportar vinho para Portugal e a importar deste o
tecido. Teoricamente, a situação em que o comércio não é possível só ocorre quando os
custos de oportunidade entre os dois países se igualam (desprezando-se os custos
transacionais), situação, portanto, inusitada. Mas, para que isso de fato se verificasse,
também a relação salarial entre os países teria que ser modificada, com a redução do
salário relativo de Portugal. Essa parece ter sido a intenção de Ricardo quando, em um
momento seguinte, descreve melhor o processo de mudança nas condições comerciais e
admite a possibilidade de se inverter o sentido do fluxo de bens.
O preço monetário dessas mercadorias seria regulado de acordo com essa
mudança: aqui o vinho se tornaria mais barato e o tecido continuaria ao
preço anterior, enquanto, em Portugal nenhuma alteração ocorreria nos
preços dos dois produtos. O tecido continuaria a ser exportado durante
algum tempo, já que seu preço permaneceria maior em Portugal do que aqui
(...) Se o novo processo de produzir vinho oferecesse grandes vantagens,
poderia ser lucrativo para ambos os países trocar de atividades, com a
Inglaterra passando a produzir todo o vinho e Portugal todo o tecido
consumido por ambos (p. 99).
Há, portanto, nesse momento, uma mudança no resultado comercial. O implícito equilíbrio
inicial é quebrado em favor da Inglaterra, que segue exportando tecido (em quantidade
menor) e não mais importa o vinho português.
A
Fig. 1.2.2 ilustra as mudanças ocorridas na produção do bem (vinho ou tecido) nos dois
países, em decorrência do comércio internacional, supondo custos de oportunidade fixos
(produto marginal do trabalho constante). O país exportador (Portugal, se o bem for vinho,
ou Inglaterra, se o bem for tecido) está representado na
Fig. 1.2.2(a). Nesse caso, a curva
16
de demanda é deslocada para a direita, refletindo o surgimento da demanda de exportação.
No país importador, o preço cai de
p
1
para p
2
com a oferta de importação, fazendo subir a
quantidade consumida de
q
1
para q
2
. Admitida, então, a hipótese simplificadora de que os
dois países são economicamente similares e que os bens são igualmente importantes à
satisfação do consumidor, é fácil perceber que o comércio propicia nos dois países um
aumento de bem-estar social, em decorrência do maior consumo.
Figura 1.2.2 – Efeitos do comércio internacional.
(a) País Exportador
(b) País Importador
Fonte: Elaboração Própria
No momento seguinte, com o aprimoramento do processo produtivo do vinho na
Inglaterra, Portugal já não mais conseguiria lhe exportar o vinho. Muito embora não esteja
explicitado no texto, a mudança, em um primeiro momento, implicaria, em Portugal, o
desemprego do trabalho e do capital que anteriormente eram utilizados na exportação de
vinho.
A mudança em Portugal está ilustrada na
Fig. 1.2.3. No setor do vinho, a demanda é
reduzida de
D
1
para D
2
, expressando o fato de que a curva agora representa apenas a
demanda interna, conforme está apresentado na
Fig. 1.2.3(a). Com relação ao tecido, a
Inglaterra continua a exportá-lo para Portugal, já que não houve mudança no preço do
produto e que, no curto prazo, as transações comerciais no mercado de tecido não são
afetadas pelas mudanças ocorridas no processo produtivo do vinho.
Q
P
q
2
q
1
p
1
=
p
2
Q
P
q
2
q
1
p
2
p
1
17
Figura 1.2.3 – Resultado da mudança de produtividade inglesa de vinho em Portugal.
(a) Vinho (b) Tecido
Fonte: Elaboração Própria
Figura 1.2.4 – Resultado da mudança de produtividade inglesa de vinho na
Inglaterra.
(a) Vinho (b) Tecido
Fonte: Elaboração Própria
A Fig. 1.2.4 ilustra as mudanças ocorridas na Inglaterra a partir da sua melhoria na
produção do vinho. Na
Fig. 1.2.4(a), o avanço produtivo proporciona o deslocamento da
função de oferta de vinho de
O
1
para O
3
, fazendo cair o preço de p
1
para p
3
e, com isso,
Q
P
q
2
=
q
3
q
1
p
2
=p
3
p
1
Q
P
q
2
q
1
p
1
=
p
2
=
p
3
D
3
=D
2
D
1
Q
P
q
2
q
3
p
2
=
p
3
D
2
D
3
Q
P
q
2
q
1
p
2
=
p
3
p
1
O
3
O
1
18
inviabilizando a importação do vinho português. Com relação ao tecido inglês, nenhuma
mudança é verificada já que não houve mudanças nas funções de demanda (doméstica e
externa). O resultado comercial agregado é o superávit inglês e o déficit português. O
desequilíbrio é, então, equacionado com a transferência de divisas (ouro) de Portugal para
a Inglaterra. O saldo comercial inglês é fruto do seu ganho de produtividade. Portugal, a
despeito de não ter alterado sua tecnologia, paga com seu déficit comercial (e, por
conseguinte, com a transferência de divisas) pela perda de produtividade relativa, pela
inércia fabril. Ou seja, uma mudança nos rendimentos dos insumos, que ocorre em um
único país, e altera a relação de preços, produz efeitos nos seus parceiros comerciais e, por
contágio, nos demais países, bastando para isso que participem do comércio internacional.
1.2.3 – Mudança dos preços internos e um novo equilíbrio
Ricardo, em seguida, prevê mais uma mudança nas condições das relações comerciais
entre os países, decorrente do desequilíbrio no fluxo de mercadorias.
Isso [as relações comerciais], no entanto, poderia ocorrer com uma nova
distribuição dos metais preciosos, o que elevaria o preço do tecido na
Inglaterra e o reduziria em Portugal. O preço relativo do vinho diminuiria na
Inglaterra, por causa da vantagem real decorrente dos aperfeiçoamentos
realizados em sua fabricação: isto é, seu preço natural se reduziria. E o preço
relativo do tecido aumentaria, devido à acumulação de dinheiro [grifos
nossos] (p. 100).
Como se dá o processo de mudança dos preços internos, decorrente da redução ou aumento
do dinheiro internacional no país? Essa questão não é ponto pacífico na análise da teoria
ricardiana. A prudência, então, recomenda que se prossiga na leitura atenta do texto na
expectativa de encontrar elementos que possam corroborar a posição a ser assumida.
Inicialmente, o autor parece sugerir que a tese da mudança dos preços relativos, assim
como em Hume
8
, sustenta-se na validade da teoria quantitativa da moeda
9
, o que o
8
Mecanismo fluxo-espécie-preços de David Hume que tem em suas premissas básicas a Teoria
Quantitativa da Moeda e o padrão-ouro. Para uma revisão da abordagem, ver, por exemplo, Williamson
(1989).
9
Na verdade, Ricardo já havia se colocado de acordo com as relações causais do quantitativismo em outras
oportunidades, a exemplo da posição assumida em um dos inúmeros debates que travará com seu amigo
Malthus. Na oportunidade, o tema era a causa da inflação inglesa, e Ricardo adotara a tese de que “a
causa do aumento dos preços residia no excesso de emissão de notas pelo Tesouro” (Holanda, 1996, p. 7).
Contudo, como se buscará demonstrar na seqüência, o quantitativismo assumido por ele nos “Princípios”
difere sobremaneira da sua forma usualmente compreendida.
19
obrigaria a adotar também outras premissas monetárias, notadamente a da não-esterilização
e a imobilidade de capital, pressupostos contemporaneamente pouco aceitáveis.
Em seguida, o autor dissocia o interesse privado do comerciante das conseqüências
macroeconômicas da sua ação.
O negociante simplesmente compra tecidos ingleses, pagando-os com uma
letra de câmbio adquirida com dinheiro português. Pouco importa o que
possa acontecer ao seu dinheiro, pois saldou sua dívida com a entrega da
letra de câmbio. Sua transação é sem dúvida regulada pelas condições em
que pode obter essa letra de câmbio, mas, ao realizar o negócio, ele as tem
bem conhecidas, e as causas que influem sobre o preço das letras, ou a taxa
de câmbio, não lhe interessam (Ricardo, 1996, p. 100).
Portanto, para o comerciante pouco importa (ou ignora) que sua compra da letra de câmbio
no tempo
t irá, em 1+t , provocar o aumento do preço do título e, na seqüência,
inviabilizar a continuidade do negócio. Interessa a ele apenas o preço da letra em
t.
Na primeira etapa, antes do choque na produção do vinho inglês, supondo equilíbrio no
comércio dos dois produtos, o exportador do vinho português aparecia como vendedor de
uma letra que era comprada pelo importador de tecidos. Na Inglaterra, o exportador de
tecidos ofertava a letra ao importador de vinho. Dessa forma, o resultado cambial agregado
nos dois países era nulo, não havendo, assim, necessidade de transferência de metais
preciosos entre eles.
No momento seguinte, cessada a exportação portuguesa de vinho, o equilíbrio cambial não
mais seria possível. Dessa forma, o excesso de demanda dos títulos em Portugal e sua falta
na Inglaterra tenderiam a mudar o preço da letra nos dois países. “O preço desse título [em
Portugal] seria maior, pois o seu vendedor saberia não existir no mercado um contra-título
por meio do qual se pudesse liquidar a transação entre os dois países”. O autor, nesse
ponto, parece indicar (com a valorização dos títulos) para a desvalorização cambial em
Portugal, decorrente da nova situação no mercado de câmbio. Mas imediatamente ele
reitera o movimento de reservas e, em seguida, confirma textualmente o câmbio nominal
fixo: “esse aumento no valor do dinheiro não se refletirá na taxa de câmbio. As letras
podem continuar sendo negociadas ao par, embora os preços do trigo sejam 10, 20, 30%
mais altos num país que em outro”. De fato, o que ocorre é uma mudança nos preços
20
internos, e consequentemente uma alteração no câmbio real; o cambio nominal, entretanto,
permanece fixo.
É, todavia, alusivo que Ricardo tenha se referido primeiramente ao preço do trigo
(conforme acima grifado), para em seguida estender o efeito a todos os bens da economia,
conforme segue: “a redução do dinheiro num país e seu aumento em outro não influem
apenas no preço de uma mercadoria, mas no preço de todas”. Daí é plausível inferir, de
acordo com o texto, que a vantagem comercial impulsiona um aumento de demanda de
trigo, exigindo uma maior oferta do produto e, conseqüentemente, provocando o aumento
do seu valor. Há, com isso, o aumento no valor do trabalho (já que o trigo é o bem
representativo da cesta de subsistência do trabalhador) e, conseqüentemente, o aumento
nos preços de todos os bens da economia, na proporção direta da participação do insumo
trabalho na elaboração de cada produto. Na seqüência, Ricardo novamente destaca a
correlação entre desenvolvimento produtivo e o movimento dos preços.
No país onde se tivesse verificado o aperfeiçoamento técnico, os preços
aumentariam; naquele em que nada houvesse mudado, mas onde tivesse
havido perda de um lucrativo ramo do comércio exterior, os preços
diminuiriam (...) De alguma forma o dinheiro teria mudado de valor nos dois
países, baixando na Inglaterra e subindo em Portugal (p. 101).
...
Os preços de todas as mercadorias são afetados pela retirada de dinheiro de
um país e por sua acumulação em outro, e, em conseqüência, estimula-se a
exportação de muitas outras mercadorias [grifo nosso] além do dinheiro, o
que implicará que o efeito produzido no valor do dinheiro nos dois países seja
tão grande quanto se poderia esperar (p. 102).
Portanto, a despeito de o enfoque ricardiano não abranger mudanças na taxa de câmbio
nominal, a hipótese de variações no câmbio real é perfeitamente prevista, em decorrência
de alterações nos níveis dos preços internos e externos. A mudança nos preços relativos
remodela a competitividade dos bens, favorecendo o país onde o dinheiro se tornou mais
caro em detrimento daquele onde os o dinheiro se tornou mais barato, e os bens se
apreciaram. Por conseguinte, essa mudança promove uma nova interferência no saldo da
balança comercial (esta com sentido inverso ao da primeira). O que foi conseqüência, no
momento seguinte, passa a ser causa.
21
Além disso, na seqüência lógica da sua explanação, Ricardo também esboçou o que viria a
ser conhecido como o efeito Balassa-Samuelson
10
.
(...) os preços dos produtos nacionais e das mercadorias de grande volume,
embora comparativamente de pequeno valor, são, independentes de outras
causas, maiores nos países onde floresce a indústria. (...) os salários, assim
como os produtos agrícolas, terão maior cotação em dinheiro no país que,
pela superioridade quanto à qualidade dos trabalhadores e quanto à
maquinaria, receber grande quantidade de dinheiro em troca da exportação
de seus bens [grifos nossos] (p. 102).
Nesse ponto, é necessário aperceber a acepção dada por Ricardo aos termos produtos
nacionais e mercadorias de grande volume. Essa é, sem dúvida, uma questão importante
para se compreender o processo de mudança dos preços relativos. Avalia-se, aqui, tratar-se
dos bens que pela sua natureza não podem ser ofertados longe do espaço em que são
gerados, ou que têm a comercialização internacional inviabilizada pelos elevados custos de
transporte. Genericamente, poderíamos incluir nesse grupo alguns serviços (à época do
autor, praticamente em todas as suas formas), bens de baixa relação valor/massa, bens
perecíveis etc. Seriam esses, então, os hoje denominados (e já aqui ressaltados) bens não-
comerciáveis (non-tradable goods), freqüentemente simbolizados pelo trigo no texto
ricardiano. No grupo oposto, os produtos manufaturados seriam os bens comerciáveis
(
tradable goods), ou seja, os bens que efetivamente compõem o fluxo comercial
internacional.
Portanto, é a relação entre essas duas classes de bens que determina o valor do dinheiro, o
câmbio real (entendido em seu sentido amplo). As vantagens comparativas – a tributação, a
capacidade industrial, as vantagens climáticas, as produções naturais e muitas outras
causas (o grau de transportabilidade, por exemplo) (Ricardo, 1996, p. 103) – seriam
responsáveis pela formação dos preços dos bens comerciáveis, que ocorreria em nível
internacional. Enquanto as mudanças na “distribuição de metais preciosos” alterariam,
sobretudo, os preços dos bens não-comerciáveis. O resultado final sobre o saldo da balança
comercial dependeria da combinação dessas duas ações. Uma melhora no nível de
competitividade internacional de um país, tudo o mais constante, produziria um
10
Como será mais tarde abordado, contudo, os pesquisadores que emprestaram seus nomes ao efeito
atribuíram-lhe outras causas.
22
crescimento do seu saldo comercial; um aumento dos preços internos (também tudo o mais
constante), uma piora.
1.2.4 – Síntese e lacunas
Didaticamente, pode-se sumarizar a seqüência apresenta pelo autor em quatro etapas (ou
momentos): na primeira, o conceito das vantagens relativas é apresentado,
contextualizando os benefícios do comércio internacional, e as condições do equilíbrio
estático são colocadas; na segunda, ocorre o choque de oferta, resultando na quebra do
equilíbrio comercial; na terceira, sucede a mudança dos preços relativos em decorrência do
aumento ou da redução dos metais preciosos no país; e na quarta, a mudança dos preços
relativos altera a competitividade dos produtos e, assim, interfere no saldo comercial. O
saldo da balança comercial de um país seria, então, a conseqüência da agregação de
diversos “sistemas” comerciais, cada um representando um bem da economia, que,
aleatoriamente defasados, se inter-relacionam no tempo e no espaço.
Contudo, a despeito da relevância da discriminação dos bens entre comerciáveis e não-
comerciáveis, e da seqüência sumarizada no parágrafo anterior encerrar em si o círculo das
relações mercantis externas, o mecanismo que transforma o movimento dos metais
preciosos em variação dos preços internos (terceira etapa) precisa ser mais bem discutido.
Foi visto que a mudança de preços dos bens comerciáveis
vis-à-vis os preços dos não-
comerciáveis altera as condições de comércio e conseqüentemente o resultado da balança
comercial, mas o processo de mudança dos preços relativos não parece ter sido
suficientemente esclarecido.
A Teoria Quantitativa da Moeda (TQM), conforme fora anteriormente aventado como o
agente da transformação, explicaria apenas um aumento (ou redução) generalizado de
preços, mas não a mudança interna dos preços relativos. Além disso, Ricardo textualmente
negara a neutralidade da moeda (corolário dessa teoria na sua forma consagrada) na
oportunidade em que avaliou os efeitos do fluxo monetário de Portugal para a Inglaterra,
na seguinte forma: “A vantagem de Portugal, entretanto, é apenas aparente, pois a
produção conjunta de tecidos e vinho nesse país teria diminuído, enquanto a quantidade
produzida na Inglaterra teria aumentado” (p. 102). Contudo, Ricardo emitira parecer a
23
respeito da inflação inglesa fundamentando-se na TQM. A solução para esse impasse,
então, necessariamente, implica a assunção de um nível de subjetividade interpretativa que
transcende a normalmente empregada em estudos dessa espécie, não significando dizer que
se recorrerá a recursos simplificadores. A solução adotada nesse caso consistiu em recorrer
a outro autor, já que os escritos de Ricardo não se mostraram suficientes para resolver a
questão.
Lemos (1988) apresenta uma explicação consistente para a mudança dos preços relativos
na sua teoria da renda fundiária urbana
, elaborada a partir da matriz ricardiana.
O aumento do afluxo de ouro nada mais é do que a expressão de sua
desvalorização efetiva
(e não conjuntural), assim como a saída líquida de ouro
pode indicar uma perda de competitividade das exportações e a necessidade
de sua desvalorização (frente ao ouro) para manter-se à tona no mercado
internacional (...) os movimentos de preços e estoques de metais preciosos
nada mais são do que expressões das constantes revoluções do valor (...) esta
interpretação sugere que Ricardo não seria, sob o aspecto das trocas
internacionais, quantitativista, uma vez que as revoluções do valor tenderiam
a alterar a estrutura de preços relativos
e somente a partir daí o nível
absoluto de preços (Lemos, 1988, p. 107).
Lemos, portanto, desvencilha o esquema ricardiano do quantitativismo conjuntural –
elemento imprescindível ao mecanismo de Hume e aos monetaristas em geral – livrando-o
intrinsecamente também das suas hipóteses particularizadas. Além disso, o autor busca
construir teoricamente o agente da ação, que simplificadoramente se atribui ao
quantitativismo monetário, quando afirma que “o aumento do ouro (ou a sua redução,
conforme o caso) não constitui causa, mas um efeito paralelo da saída ou entrada de
numerário. A causa seria a redução (ou aumento) da renda fundiária urbana
[grifo nosso]”
(p. 111).
A teoria de Lemos também pode ser útil à conformação da teoria ricardiana ao momento
presente. A teoria da renda fundiária de Ricardo dos produtos agrários, por exemplo, não
parece ser capaz de sozinha explicar, nos dias atuais, o aumento dos preços internos nos
países ricos
vis-à-vis os países pobres. Pois, a despeito da validade dos retornos
decrescentes de capital e trabalho aplicados na terra, o alto crescimento da produtividade
agrícola parece ter sido mais do que suficientes para contrapor o surgimento desses
retornos decrescentes, resultando na sistemática redução de seus preços ao longo dos anos
decorridos da constituição da teoria até hoje. Mas a idéia da renda da terra (rural) pode ser
24
estendida para o ambiente urbano e contemporâneo e, assim, explicar o crescimento dos
preços internos – que nos dias atuais são fortemente influenciados pelos preços dos
serviços e não mais, como na era ricardiana, pelos produtos da terra.
A seção seguinte, então, será dedicada à compreensão da teoria da renda fundiária urbana
de Lemos, que aqui serve a esses dois propósitos, ou seja: á própria elucidação do
fenômeno de transformação dos preços relativos internos, a partir do fluxo monetário; e a
transposição da renda agrária de Ricardo, ambientada no século XVIII, para o ambiente
econômico atual, caracterizado, sobretudo, pelo espaço urbano e seus produtos.
1.3 - A teoria da renda espacial urbana
A teoria da renda espacial desenvolvida por Lemos tem inspiração na renda fundiária de
Ricardo, a qual foi ampliada para absorver, no geral, a realidade econômica contemporânea
e, em particular, as singularidades espaciais dos países ou de uma outra divisão territorial
qualquer.
Ricardo definiu a renda fundiária como a compensação aos proprietários pelo uso das
forças originais e indestrutíveis
da terra. Transpondo o conceito para o universo
contemporâneo, o aluguel de um espaço edificado qualquer seria composto por duas
parcelas: a primeira, referente à ocupação do espaço urbano, e a segunda, pelo usufruto das
instalações ou como forma de indenização pelas depreciações ocorridas nas edificações ao
longo do período de ocupação. Somente a primeira parcela se refere à renda da terra
(urbana). A segunda é a expressão da remuneração (ou indenização) de um capital
utilizado (ou depreciado).
Recorrendo a um exemplo similar ao apresentado usualmente na explanação da renda
fundiária rural, um espaço urbano qualquer possui valores diferentes antes e após uma
edificação. A diferença é o capital incorporado, e o valor original, antes da edificação,
reflete a renda da terra potencial. Com a mesma idéia, dois prédios com edificações
idênticas, mas localizados em espaços distintos, possuem, provavelmente, também preços
distintos, pois cada espaço é singular e tem, portando, valor específico. A diferença de
preços entre eles reflete as diferenças das suas rendas espaciais.
25
Assim como na renda fundiária ricardiana, a escassez é o primeiro elemento essencial para
o surgimento da renda urbana, e basicamente dois elementos referenciam as decisões de
localização dos investidores: a acessibilidade aos mercados que a posse do espaço propicia
(elemento aglomerante) e a renda fundiária refletida no preço do solo – seja para alienação
ou locação – (elemento desaglomerante). O primeiro elemento varia conforme a atividade
econômica, fazendo com que um mesmo espaço possua diversas relações de
custo/benefício em função das singularidades do empreendimento ao qual esse se destina.
É compreensível que o cabeleireiro busque espaços estritamente urbanos e de pequenas
dimensões, que a indústria tenda a ser instalada nas cercanias dos grandes centros, em
áreas significativamente maiores do que as normalmente utilizadas pelas atividades
terciárias, e que o agricultor cultive grandes extensões de terras rurais fora do entorno
urbano. Mas é importante a todos eles que as áreas ocupadas proporcionem às suas
atividades a melhor acessibilidade possível aos mercados. O que refreia a maior
aproximação do industrial e do agricultor dos grandes centros urbanos é o custo por
unidade de área. E o que inviabiliza ao cabeleireiro de livrar-se dos custos elevados da área
que ocupa é a impossibilidade de desvincular, do tempo e do espaço, os seus atos de
produzir e de vender.
(...) a busca do sobrelucro
11
é o principal motor que aciona a acumulação de
capital no espaço fazendo com que as vantagens naturais ou urbanas das
regiões sejam entendidas como fatores determinantes deste movimento. Por
outro lado, na medida em que tais vantagens exprimem-se como vantagens
de monopólio, temos sua necessária conversão de sobrelucro em renda (...).
Assim, enquanto que a existência do sobrelucro constitui, por si, um fator de
atração do capital, sua conversão em renda fundiária constitui um fator de
repulsão, configurando um movimento contraditório (Lemos, 1988, p. 302).
Contudo, a combinação dessas forças opostas não deverá necessariamente resultar em
equilíbrio, pois a renda da terra, a despeito de tender a se igualar ao seu agente em
intensidade, o faz em um momento adiante. O equilíbrio no tempo é, nesse caso, uma
situação inusitada e instável. O desequilíbrio é o estado ordinário do sistema, o elemento
catalisador do movimento do capital no espaço, que tende sempre a mover-se em direção
ao local que ofereça a melhor relação sobrelucro/renda espacial.
11
Pode-se, por aproximação, entender o conceito de sobrelucro como a parcela do lucro que excede os
"lucros normais e correntes", referidos por Ricardo.
26
Nesse sentido, a renda espacial funciona como reguladora do sobrelucro, refreando sua
reprodução ilimitada. “O equilíbrio não pode ser mais do que uma tendência que pressiona
em meio aos fatores desequilibrantes e se manifesta enquanto média de inúmeras
flutuações, jamais susceptível de flutuações” (Jacob, 1996, p.32)
12
. A existência do
sobrelucro atrai novos investidores, fazendo crescer a demanda por novos espaços e,
conseqüentemente, elevando a renda urbana. O novo investidor, todavia, encontra uma
renda espacial que foi estabelecida anteriormente à sua decisão de empreender. Da mesma
forma, sua decisão influenciará marginalmente a formação de uma renda urbana que só no
futuro se verificará. A busca, então, do sobrelucro faz crescer a demanda pelo espaço,
provocando uma sucessão de infindáveis desequilíbrios, que, entretanto, em um momento
seguinte, tende a corrigir mais desequilíbrios, com a elevação da renda fundiária.
Com isso, os investidores, na busca da melhor relação sobrelucro/renda espacial, acabam
por construir o mapa econômico de uma localidade em função das produtividades por
unidade de área das atividades e das transportabilidades dos produtos. Nesse contexto,
aproximam-se dos centros urbanos as atividades que possuem produtividade por unidade
de área suficiente para arcar com os elevados encargos da renda urbana e/ou que o baixo
grau de transportabilidade dos seus produtos não permita uma outra localização.
Didaticamente, as qualificações de um espaço urbano podem ser simplificadas em
elementos de duas naturezas: o primeiro sintetiza os aspectos de localização estrita, que
tanto pode referir-se à sua localização micro-espacial (região, bairro, rua etc.) como ao seu
macro-espaço (cidade, estado, país); o segundo refere-se ao que se poderia chamar de
potencialidades de edificação, que também podem ser subdividas em características
“originais” (topografia, posição em relação ao sol, qualidade do solo etc.) e “sociais” (a
legislação de ordenamento urbano, por exemplo). O conjunto dessas características irá
definir o grau de acessibilidade aos mercados de uma área e a potencialidade de absorção
de capital e, na seqüência, o valor da renda urbana.
Por outro lado, a intensificação do capital em um espaço urbano apresenta (pelo menos em
um dado ponto) retornos decrescentes para o capital. A confirmação empírica dessa
12
Na verdade, Jacob se referira à Lei do valor de Marx quando formulou esse raciocínio. Aqui, contudo, o
texto foi tomado de empréstimo por entendê-lo perfeitamente apropriado ao contexto sobrelucro/renda
urbana.
27
hipótese, assim como no caso agrícola, é evidenciada pela ocupação de espaços urbanos de
capacidades produtivas inferiores. Têm-se, em princípio, duas possibilidades aritméticas
para o fato. A primeira, mais arbitrária, sustenta-se nos custos crescentes da verticalização
– por exemplo: considerando que o número de pavimentos da construção compreenda a
intensificação, o custo da construção de dois pavimentos ultrapassaria o dobro do custo de
um único pavimento; o custo da construção de três pavimentos supera 3/2 do custo da
construção de dois pavimentos etc. A segunda, de mais fácil percepção intuitiva
13
, é que o
sobrelucro proporcionado por cada unidade de área acrescida tem comportamento
decrescente (intensificação do tráfego urbano, ampliação do espaço destinado para
estacionamento de veículos, dificuldade de acesso aos pavimentos superiores etc.). Em
qualquer caso, todavia, o resultado final será a produtividade decrescente do capital.
O grau de acessibilidade aos mercados, por sua vez, é em geral inversamente proporcional
às distâncias do ponto referencial aos diversos centros urbanos. Esse referencial, no
entanto, não se encerra tão somente no mercado final, ou seja, no cliente, mas na totalidade
das necessidades produtivas da atividade.
(...) o espaço localizado para qualquer atividade seria todo aquele onde o
processo de reprodução global de atividade (que envolve não só a venda do
produto como a compra de mercadorias intermediárias e força de trabalho)
expressasse um custo de acessibilidade tal que, somado ao preço de
produção, permitisse a existência de um sobrelucro transformável em renda.
O custo de acessibilidade seria medido em função de vários mercados, tanto
do produto final da atividade como de sua demanda intermediária e de força
de trabalho (Lemos, 1988, p. 338).
Se implicasse apenas o mercado final, uma indústria intensiva em tecnologia e que
produzisse um bem de elevado grau de transportabilidade poderia localizar-se em um
ponto distante dos grandes centros, usufruindo o baixo custo de acessibilidade. Contudo, a
necessidade de situar-se próximo ao mercado de trabalho qualificado e de serviços
especializados provavelmente desqualificaria tal opção.
O mercado do ponto de vista espacial pode ser então definido não apenas um
locus
de compra e venda de mercadorias, mas sim de modo mais geral um
locus
de produção 'dentro da circulação' e da produção de serviços. A
acessibilidade ao mercado, nestes termos, significa acessibilidade aos atos
concretos de compra e venda e à produção de serviços (LEMOS, 1988, p.
346).
13
Mas que, contudo, não serão empregados maiores esforços em demonstrar aqui.
28
Portanto, a renda urbana emana (da mesma forma que na renda rural) de uma situação de
escassez de localização favorável e da produtividade decrescente do capital. A analogia,
então, com o processo fundiário de Ricardo parece elementar. Uma vantagem relativa
poderia principiar o processo de aglomeração urbana. Os melhores espaços são
inicialmente ocupados (normalmente dirigido pelo que se denominou anteriormente de
características “originais”). Em seguida, verifica-se um aumento de capital, tanto gerado
endogenamente, em decorrência do lucro advindo da vantagem relativa, como na forma de
investimento externo (atraído pelo sobrelucro local). Novos espaços são, por seguinte,
demandados, ocupando as áreas relativamente inferiores e fazendo originar a renda
espacial.
A expansão urbana traz consigo novas possibilidades de sobrelucro, contida na ampliação
do mercado consumidor, propiciando ganhos de escalas e a inserção de novas atividades.
Enquanto o sobrelucro superar a renda espacial, o ciclo virtuoso de crescimento urbano se
mantém. O crescimento amplia e diversifica o universo econômico; cria, recria, intensifica
e expulsa atividades, revolucionado a cada momento o sobrelucro e a renda espacial, e
assim intrinsecamente altera os preços relativos dos bens da economia.
Com o desenvolvimento da sociedade, o preço natural do trabalho tende
sempre a crescer, pois uma das principais mercadorias
[grifo nosso] que
regula o seu preço natural tende a tornar-se mais cara, devido à crescente
dificuldade para a sua produção (Ricardo, 1996, p. 67).
Seguramente, o custo do espaço urbano não é o elemento ao qual o autor se referiu no
segmento grifado acima. Referia-se àquelas mercadorias que a sua época representava o
custo majoritário no conjunto de bens necessário para a reprodução da força de trabalho: o
alimento (simbolizado pelo trigo).
Pode-se, contudo, tomar de empréstimo o texto e parafrasear o autor, utilizando o custo do
espaço como o elemento contemporâneo decisivo para o crescimento dos preços nas
sociedades que prosperaram; e não somente o crescimento do preço da mão-de-obra, mas
de qualquer bem que traga na sua composição de custo a renda espacial. Rigorosamente,
todos os bens de uma economia, em alguma medida, utilizam o “insumo” espaço em seus
processos produtivos. Assim, a alteração da renda espacial – decorrente do aumento da
demanda de áreas urbanas – acaba por modificar os preços dos bens da economia,
atingindo-os na proporção direta das suas necessidades produtivas por espaços urbanos. Os
29
salários nominais, por exemplo, – considerando que representem o valor necessário à
reprodução da força de trabalho não-qualificada – devem acomodar os custos de transporte
e habitação do trabalhador e da sua família, e os custos de outros bens que de alguma
forma mantêm vínculos com a renda espacial. “A tendência ao aumento da escala nos
'serviços de circulação' e nos serviços de consumo só é possível com a aglomeração
geográfica do mercado, englobando ‘produtores’ e consumidores” (Lemos, 1988, p. 347).
Por isso, os preços dos serviços e os custos de circulação das mercadorias – transporte,
armazenagem, administração, venda a varejo – absorvem em maior proporção as alterações
dos custos espaciais.
Na atividade industrial, embora a evolução
leve a uma concentração das unidades produtoras, não necessariamente
caminha na direção da aglomeração geográfica. Isto porque, no caso da
indústria, o ato de produzir é distinto e separado, no espaço e no tempo, do
ato de comprar e vender, o que implica que o crescimento das escalas de
produção é compatível, em princípio, com a dispersão das unidades
produtoras no espaço (Lemos, 1988, p. 347).
Essa é a chave final para a compreensão do mecanismo que altera de forma discriminatória
os preços dos bens, em face de alterações na riqueza da sociedade (“o fluxo de metais
preciosos”). Ou seja, o nível de independência, no espaço e no tempo, entre o ato de
produzir e o ato de comprar e vender de um bem irá definir o quanto seu processo
produtivo poderá se desvencilhar do custo espacial. Bens de maior nível de independência
seriam em menor intensidade atingidos em seus preços pelo mecanismo da renda espacial,
diante de um crescimento da riqueza, não obstante seriam beneficiários do crescimento das
escalas. Na outra ponta, bens de baixo nível de independência, ainda que também
favorecidos com o crescimento das escalas, inevitavelmente teriam seus custos produtivos
elevados em decorrência do crescimento da renda espacial advinda da maior escala e da
riqueza. É dessa forma que o crescimento econômico – agente da demanda por espaço e
fomentador da renda espacial – interfere nos preços da economia, e o faz discriminando os
bens não-comerciáveis (
non-tradables) e os comerciáveis (tradables).
Os bens não-comerciáveis (serviços em sua maioria) não conseguem geralmente separar,
no tempo e no espaço, seus atos de produzir dos seus atos de comprar e vender. Tornam-se,
com isso, inevitavelmente dependentes dos melhores espaços. Os melhores espaços, por
30
sua vez, são valorizados com o crescimento econômico. Portanto, a tendência é que o
crescimento econômico provoque a elevação dos seus preços.
De maneira distinta, os bens comerciáveis, por possuírem processos produtivos
independentes (na forma anteriormente definida) podem beneficiar-se da maior escala
oriunda do crescimento econômico, sem, contudo, relativamente sofrerem o ônus da
elevação da renda espacial. São exemplos desse grupo, os bens manufaturados em sua
maioria, os
commodities agrícolas e minerais e, ainda, alguns serviços, que galgaram a
“independência”, beneficiados, sobretudo, pelos avanços tecnológicos dos setores de
processamentos e transmissões de informações.
Essa é, então, a explicação para o crescimento econômico provocar a elevação dos preços
dos bens não-comerciáveis relativamente aos dos comerciáveis. Essa tendência é de fato
verificada quando as séries temporais dos preços relativos dos países ricos e pobres são
comparativamente observadas. O fenômeno ficou conhecido na literatura econômica como
“o efeito Balassa-Samuelson”, por terem sido eles, Balassa (1964) e Samuelson (1964), os
primeiros a registrar que o crescimento econômico de uma localidade suscita o aumento
dos preços dos seus bens domésticos (
non-tradables) relativamente aos preços dos seus
bens internacionais (
tradables). A explicação dada por eles ao fenômeno, todavia, difere da
lógica subjacente ao mecanismo da renda espacial, na forma aqui vista. Julga-se, então,
procedente que, a seguir, se faça uma breve incursão nessa outra versão (aliás, consagrada
na literatura econômica), para que se possa criticamente comparar as duas explanações
para o fenômeno.
Inicialmente, eles assumem axiomaticamente que o enriquecimento suscita nos países o
aumento dos seus estoques de capital e de tecnologia, e que esses estoques são
predominantemente direcionados ao setor industrial em detrimento do setor de serviço,
posto que o setor industrial é intensivo em capital, e o setor de serviço, intensivo em
trabalho. Consequentemente, o setor industrial dos países ricos é dotado de maiores
estoques de capital e de tecnologia comparativamente aos países pobres. Além disso, as
seguintes hipóteses são assumidas: a) o fator trabalho é remunerado de acordo com a sua
produtividade marginal; b) os preços dos bens comerciáveis (bens industriais) são
estabelecidos no mercado internacional e dos não-comerciáveis (serviços), no mercado
local; c) nos países ricos, há uma tendência de equalização dos salários nos dois setores,
31
por força do poder reivindicatório do trabalhador nesses países, enquanto o mesmo não
seria verificado no mercado de trabalho dos outros países. A conseqüência imediata é que
os salários do setor industrial dos países ricos seriam maiores que os salários do mesmo
setor nos outros países, já que o maior estoque de capital confere uma maior produtividade
marginal do trabalho naqueles países. Em termos matemáticos, supondo que o setor
industrial maximize seus lucros, a situação seria a seguinte:
IRIIR
PMgLPw .= (1.3.1)
IPIIP
PMgLPw .= (1.3.2)
Em que
IR
w
e
IP
w
são, respectivamente, os salários do setor industrial nos países ricos e
nos países pobres;
IR
PMgL e
IP
PMgL são, respectivamente, os produtos marginais do
trabalho no setor industrial nos países ricos e nos países pobres; e
I
P é preço do produto da
indústria, que é estabelecido no mercado internacional.
Como
IPIR
PMgLPMgL > , logo
IPIR
ww > .
No setor de serviços do país rico, conforme a hipótese assumida, os salários seriam
estabelecidos exogenamente, de acordo com os salários do setor industrial. Com isso, os
preços do setor é que seriam estabelecidos no sistema, dividindo os salários pelo produto
marginal do trabalho no setor, da seguinte forma:
SR
IRSR
SR
PMgL
ww
P
)(≅
=
(1.3.3)
Em que
SR
P e
SR
w são, respectivamente, o preço e o salário no setor de serviços do país
rico.
Substituindo, agora, (1.3.1) em (1.3.3), tem-se:
SR
IRI
SR
PMgL
PMgLP
P
.
=
ou
SR
IR
I
SR
PMgL
PMgL
P
P
=
(1.3.4)
32
A equação (1.3.4) sintetiza o processo de evolução dos preços relativos dos serviços nos
país ricos, em função dos produtos marginais do trabalho nos dois setores. Ao longo do
processo de enriquecimento, novas porções de capital e tecnologia seriam incorporadas no
processo industrial, elevando o produto marginal do trabalho no setor e, consequentemente,
engendrando novos aumentos salariais nos dois setores. Como
IR
PMgL
tende a crescer
mais rápido do que
SR
PMgL , os preços dos serviços relativamente aos preços dos bens
industriais devem se elevar com o crescimento econômico.
Nos países pobres, o mesmo não seria observado. O menor poder reivindicatório dos
trabalhadores impossibilitaria a equalização dos salários dos dois setores, na forma
observada nos países ricos. Além disso, os baixos estoques de capital e de tecnologia não
propiciariam diferenças apreciáveis nas produtividades marginais do trabalho dos dois
setores. Assim, a composição dos preços dos serviços não ocorreria na forma expressa na
equação acima, mas de acordo com a produtividade marginal do trabalho no setor. Nesse
caso, o preço relativo do setor de serviços seria o seguinte:
SP
IP
IP
SP
I
SP
PMgL
w
PMgL
w
P
P
=
ou
IPIP
SPSP
I
SP
PMgLw
PMgLw
P
P
=
(1.3.5)
Portanto, a equação (1.3.5) não possibilita inferir que haja uma tendência de alta nos
preços relativos dos serviços nesses países. Mas é razoável deduzir, observando (1.3.4) e
(1.3.5), que o preço dos serviços será relativamente maior na economia que apresentar o
nível de desenvolvimento econômico mais elevado, ou ainda, que os preços relativos dos
bens domésticos (
non-tradables) de uma economia (fortemente influenciados pelos preços
dos serviços) evoluem na razão direta do seu crescimento econômico.
A despeito da consistência interna da exposição, contudo, a tese de Balassa e Samuelson à
explanação do fenômeno em questão não parece encontrar respaldo empírico no período
que sucedeu a sua formulação. A revolução tecnológica no processamento e transmissão de
dados, por exemplo, certamente contribuiu sobremaneira para o crescimento da
33
produtividade da mão-de-obra na produção de serviços, provavelmente conferindo ao setor
uma taxa de crescimento superior ao do setor industrial; e ainda que isso não tenha
implicado uma inversão entre os setores no
rank das produtividades marginais do trabalho
(em nível), a conseqüência direta e necessária do fato seria a redução do preço relativo dos
serviços nos países ricos (equação 1.3.4). Ou ainda, mantida a lógica da argumentação,
uma redução relativa dos preços internos dos países ricos
vis-à-vis os preços dos países
pobres deveria ter sido observada. Portanto, a menos que tais fatos tenham ocorrido (o que
não se tem aqui conhecimento), a tese não parece encontrar corroboração empírica.
Na versão de Lemos, conforme visto, o fenômeno seria o resultado, sobretudo, de uma
maior demanda nos países ricos por espaços escassos e imprescindíveis ao longo dos seus
processos de desenvolvimento, o que é inexoravelmente contemporâneo, já que não houve
(e nunca haverá, ao menos em um mundo pré-virtual) alteração na natureza do fator
espaço.
Finalizada a digressão, vale concluir a seção com a transcrição do parágrafo seguinte, em
que Lemos salienta a natureza estrutural na mudança dos preços de acordo com o
mecanismo da renda espacial.
Em outras palavras, tanto o comportamento dos preços, quanto o fluxo
líquido de metais preciosos tem por causa não um simples desequilíbrio
conjuntural, mas a mudança na estrutura do comércio determinada por
transformações na capacidade produtiva de cada país, que pode aumentar ou
reduzir seu poder competitivo vis-à-vis os demais (Lemos, 1988, p. 105).
Com isso, a última lacuna teórica que ainda persistia pode agora ser preenchida. A
modificação dos preços relativos, a partir do movimento de divisas, seria a conseqüência
do aumento de demanda por um fator escasso: o espaço – indestrutível (em princípio), mas
absolutamente indispensável a qualquer processo produtivo; com rendimentos
decrescentes, ainda que mutantes a cada instante.
1.4 - A conformação da teoria adotada ao tempo presente
Na verdade, a tarefa de trazer para o tempo presente as impressões ricardianas a respeito do
comercio exterior, reservada a esta seção, já fora, em boa medida, realizada na seção
anterior, quando a teoria da renda espacial urbana de Lemos foi abordada. Contudo, um
34
último esforço nesse sentido ainda se faz necessário, já que a pretensão é que o resultado
do estudo de fato melhor compreenda as relações envolvidas nas trocas internacionais
ambientadas na realidade econômica contemporânea.
A todo o tempo em que os preços relativos (elemento central da teoria cambial) foram
abordados até aqui, sempre se supôs (explicitamente ou não) que a taxa de cambio nominal
era fixa. As inferências relativas às alterações nas condições de competitividade-preço
(cambio real) enfrentadas pelas economias tiveram sempre origem em mudanças ocorridas
estruturalmente nos preços dos bens. Todavia, no ambiente econômico concreto, os preços
relativos também sofrem alterações decorrentes de mudanças na taxa de cambio nominal
14
.
Então, a próxima questão a ser pensada é de que forma (e medida) mudanças na taxa de
cambio nominal alteram o ambiente das trocas internacionais.
Antes, porém, uma outra questão precisa ser equacionada. O amoldamento da complexa
realidade econômica no minimalismo do quadro teórico (da maneira que aqui se faz
necessária) exige que dois aspectos, em princípio inconciliáveis entre si, sejam
contemplados. Por um lado, características específicas da economia focada (a brasileira, no
caso) devem ser consideradas, o que indicaria na direção da desagregação. Por outro lado,
em face da natureza macroeconômica do estudo, faz-se necessário que a diversidade das
transações envolvidas no comércio internacional seja simplificada na forma agregada,
assumindo que um bem virtual é representativo de todo o conjunto. A solução, então,
implica a adoção de algum nível de simplificação e arbitrariedade, conquanto que isso
contenha em si, da melhor forma possível, a aproximação do objeto representante da
realidade representada.
Nesse contexto, a primeira hipótese a ser adotada consiste na assunção da dicotomia (que
aqui recorrentemente se fez referência) bem comerciável (
tradable good) / bem não-
comerciável (
non-tradable good), ambos concebidos como bens compostos. O primeiro
representa os bens de importação e exportação, que podem ser absorvidos e produzidos
interna ou externamente, e que têm seus preços estabelecidos exogenamente, no âmbito do
mercado internacional (por isso, também denominados bens internacionais). O segundo
14
A abordagem das elasticidades, desenvolvida por Marshall (1923) e Lerner (1933), enfoca
especificamente os impactos que uma mudança nos preços relativos provoca na balança comercial, a
partir de uma alteração da taxa nominal de câmbio. Neste estudo, entretanto, buscar-se-á avaliar não
35
representa o conjunto dos bens que somente são produzidos e consumidos internamente e
têm, portanto, os seus preços definidos de forma endógena, de acordo com demandas e
ofertas internas (por isso, também denominados bens domésticos).
A segunda hipótese refere-se à escolha do papel representado pelo país no cenário do
comércio internacional, no que diz respeito à formação dos preços. Economias modernas e
de grandes dimensões (como a brasileira) possuem em suas pautas de comércio
internacional uma diversidade de produtos que diferentemente participam da composição
dos seus mercados específicos. Contudo, a representação do conjunto dos bens
comerciáveis em um bem virtual-único torna implícita a escolha também de um virtual-
único ambiente das trocas internacionais. Diante disso, o mais razoável seria assumir que
uma economia que no seu conjunto não representa muito mais do que 1% do comércio
global seja tomadora de preços. Em verdade, poucas outras economias poderiam ser vistas
de forma diferente em um contexto semelhante.
A terceira (e última) hipótese a ser assumida diz respeito à função de produção a se ter
como referência para o bem comerciável local. De forma semelhante ao abordado no
parágrafo anterior, o problema aqui também tem origem na agregação, já que cada produto
apresenta singularidades próprias na sua função de produção. Em uma análise de curto
prazo, todavia, é razoável imaginar que o bem virtual apresente produtividade marginal
decrescente, não obstante outros artifícios devam ser pensados quando a avaliação recair
em um cenário de prazo mais longo, tendo em vista o papel do progresso técnico.
Estabelecidas, então, as bases da análise, a questão seguinte a se refletir refere-se às
condições de preços que os agentes econômicos se deparam. Ricardo, em diversas
oportunidades, demonstrara preocupação com a necessidade de se saber se uma variação
de preço de um determinado bem decorria de fato de mudanças nas suas condições de
processo ou de alterações no valor do dinheiro. A solução teórica do problema na forma
aqui contextualizada, felizmente, é elementar, já que apenas dois bens são considerados,
consistindo em tomar o preço do bem comerciável relativamente ao preço do bem não-
comerciável. Contudo, é necessário também ponderar que os preços desses bens podem
diferir nas duas economias consideradas (a doméstica e o resto do mundo). Uma
somente esse efeito conjuntural sobre a balança comercial, mas também a sua natureza estrutural, na
forma até aqui estudada.
36
representação do preço relativo dos dois bens nas duas economias foi, então, da seguinte
forma elaborada:
**
NC
NC
R
PP
PP
P =
(1.4.1)
Em que
R
P é o preço relativo;
C
P e
N
P são, respectivamente, os preços do comerciável e
do não-comerciável; e o asterisco (*) representa a economia do resto do mundo.
A hipótese das elasticidades-preço infinitas da demanda de exportação e da oferta de
importação é implícita à hipótese da economia doméstica tomadora de preços
15
. Com isso,
ao preço dado, o país conseguiria exportar todo o excesso de bem comerciável (parcela
produzida e não absorvida). Assim como, uma demanda por bens comerciáveis superior à
oferta local (hiato de recursos) seria suprida com a importação do produto.
Figura 1.4.1 – Resultados sobre o comercio internacional em três disferentes valores
do preço relativo
(a) Déficti comercial (b) Superáfit comercial
Fonte: Elaboração Própria
A Fig. 1.4.1 sintetiza a situação enfrentada pela economia doméstica em três valores
distintos de preço relativo (
R
P ), em condições de estática comparativa. Na Fig. 1.4.1(a), ao
15
Condição de país pequeno, de acordo com a abordagem das elasticidades.
Q
P
R
Q
4
Q
3
P
R
2
D
O
P
R
0
Q
0
Q
P
R
Q
2
Q
1
P
R
1
D
O
P
R
0
Q
0
37
preço relativo
1R
P
, a quantidade demandada
2
Q
do bem comerciável é superior à
quantidade ofertada
1
Q , a diferença é, então, suprida com a importação, gerando um déficit
comercial na economia. Uma situação inversa está representada na
Fig. 1.4.1(b); neste
caso, há um excesso de oferta (
34
QQ
−
) do bem comerciável ao preço relativo
2R
P , que é
absorvido pela economia do resto do mundo, implicando um superávit comercial. Nos dois
gráficos, o preço relativo em
0R
P representa uma situação de equilíbrio comercial. Essas
são, contudo, posições de estática comparativa. Na prática, a passagem de
1R
P para
2R
P , ou
vice-versa, não se dá sem algum sobressalto na economia, especialmente se essa ocorrer
em um curto intervalo de tempo e em significativa magnitude.
Também é possível incluir a taxa de cambio nominal na análise. Para isso, no entanto, é
necessário assumir mais uma hipótese: a de que a arbitragem internacional assevera a
validade da lei do preço único para o bem comerciável. Nesse caso, o preço do bem
comerciável na economia doméstica, expresso na moeda local, seria o produto da taxa de
câmbio nominal
E pelo preço do bem no mercado internacional em moeda externa
*
C
P , ou
seja:
*
CC
EPP = (1.4.2)
Substituindo, então, (1.4.2) em (1.4.1), tem-se:
**
*
NC
NC
R
PP
PEP
P =
ou
N
N
R
P
EP
eP
*
==
Em que
e é a taxa de cambio real efetiva; e
E
é a taxa de câmbio nominal efetiva.
Dessa forma, mudanças na taxa de câmbio nominal alterariam
R
P e, com isso, o resultado
comercial. Uma desvalorização cambial (elevação de
E
), por exemplo, aumenta a
competitividade-preço dos produtos nacionais e encarece os bens importados no mercado
local. Além disso, há um incentivo a uma maior produção do bem comerciável ao mesmo
tempo em que sua demanda interna deve cair. Tudo isso tende a provocar um aumento do
saldo da balança comercial ou a diminuir o seu déficit, conforme o caso.
38
Nesse sentido, os efeitos da desvalorização cambial se semelham àqueles vivenciados por
Portugal no período que sucedeu o seu déficit comercial, no exemplo ricardiano. A
desvalorização seria a versão conjuntural para a mudança de preço relativo inferida por
Ricardo. Na forma ricardiana, a perda de divisas fez cair os preços internos de Portugal,
aumentando a competitividade internacional dos seus produtos. Com a desvalorização,
ainda que não haja uma redução nominal dos preços, a competitividade decorre do
aumento interno dos preços dos comerciáveis
vis-à-vis os não-comerciáveis. Todavia, na
desvalorização nominal, a mudança dos preços relativos poderia ser o resultado de uma
ação exógena (uma decisão de política econômica), enquanto na versão ricardiana a
mudança necessariamente seria o resultado de um conjunto de forças econômicas,
constituindo a parcela estrutural dos preços relativos. É como se a desvalorização cambial
artificialmente acelerasse os efeitos do empobrecimento português, no que diz respeito aos
preços. De forma análoga, uma atmosfera pós-valorização cambial se assemelharia à
Inglaterra no momento em que seu os preços relativos foram alterados em decorrência da
absorção de divisas, reduzindo a competitividade internacional dos seus produtos.
Nesse contexto, o
R
P
observado seria o resultado da combinação desses dois vetores, que
não necessariamente apontariam para o mesmo sentido, ainda que mutuamente se
afetassem, na medida em que esses vetores não só definem
R
P , mas são também, em um
momento seguinte, atingidos por esse, via resultado comercial. Há, com isso, espaço para
uma política cambial ativa. O efeito de valorização cambial estrutural, na forma enfrentada
pela Inglaterra pós-superávit, poderia ser de certa forma compensada por uma política
cambial conjuntural de sentido oposto, prolongando a competitividade externa advinda do
ganho de produtividade
16
. Obviamente, atuações políticas mais complexas que alterem a
estrutura economia do país podem também ser pensadas. Ações positivas nas áreas de
educação e saúde seguramente acrescem, de forma sustentada, a produtividade da
economia, permitido que ciclos virtuosos se repitam.
Outras situações concretas, envolvendo o comércio externo, podem ser analisadas a partir
do arcabouço ricardiano, contudo, acredita-se que neste ponto a empreitada teórica
inicialmente proposta pode finalmente chegar ao seu termino, restando por submeter estas
16
Um exemplo concreto desse tipo de política pode ser observado na China atual. A despeito dos
extraordinários superávits cambiais, as autoridades econômicas desse país mantêm a competitividade-
preço internacional dos seus produtos não permitindo a valorização da moeda nacional (yuan).
39
impressões à comprovação empírica, o que ocorre na seqüência, antes, porém algumas
considerações finais são ainda tecidas.
1.5 – Considerações finais sobre o capítulo
Buscou-se ao longo deste capítulo discutir as idéias de David Ricardo sobre o comércio
exterior que vão além do conceito das vantagens relativas, evitando sempre
posicionamentos sectários ou reverenciais. Também não se pretendeu assumir a difícil
tarefa de um pesquisador histórico que ao se deparar com registros que julgue mal
interpretados se sinta, por dever de ofício, impelido a tentar revisá-los. O que importou foi
colher nos “Princípios” as questões fundamentais, que ainda hoje possam estear a
composição de um ideário capaz de comportar as relações de causalidades entre as
variáveis envolvidas no comércio exterior, sem que para isso fosse necessário avocar
hipóteses pouco verossímeis, mas indispensáveis à lógica teórica de outras abordagens
sobre o mesmo tema. Rigorosamente, por exemplo, não é imperativo, aqui, saber se o autor
clássico era, na questão dos preços relativos, o “estruturalista”, que ao final se adotou, ou o
“quantitativista” negado. Nesse sentido, é provável que o pouco rigor da exposição
ricardiana tenha conferido uma maior versatilidade ao seu arcabouço teórico.
Com base no que foi visto, por exemplo, é possível construir uma estrutura funcional a
partir do arcabouço ricardiano para sustentar teoricamente uma avaliação empírica sobre o
comércio internacional na forma que segue.
Nesse contexto, quatro variáveis podem ser inicialmente definidas:
a)
saldo da balança comercial de bens e serviços (não-fatores), agregação que aqui é
denominada de saldo da balança comercial ampliada;
b)
preços relativos, tomados como a relação entre os preços dos bens comerciáveis e
não-comerciáveis das duas economias envolvidas, doméstica e estrangeira (resto
do mundo);
c)
crescimento econômico interno, fortemente influenciado pela produção de
sobrelucro e pelo movimento de capital em busca desse; e
d)
crescimento econômico externo, variável exógena.
40
Em síntese, as três primeiras variáveis se inter-relacionariam na forma de causalidades
recíprocas e sofreriam o efeito da última variável, a ser tomada como exógena. Contudo, as
equações estruturais representativas dessas relações, assim como a composição das
variáveis, são tarefas dos próximos capítulos.
41
CAPÍTULO 2 – Revisão da literatura empírica e a análise univariada das séries
2.1 Introdução
Este capítulo está subdividido em duas partes e tem a função de subsidiar os capítulos
seguintes nos quais os modelos explicativos do SBCA são estimados por intermédio de
duas metodologias diferentes. Na primeira parte é feita uma revisão da literatura empírica
que aborda a balança comercial brasileira. O problema da estacionariedade das séries,
questão basilar à escolha da metodologia e dos modelos econométricos, é tratado na
segunda subseção.
2.2 Revisão da literatura empírica
Em um trabalho pioneiro, Lemgruber (1976) apresenta uma análise quantitativa das
principais contas do balanço de pagamentos brasileiro. A balança comercial foi estimada
na forma agregada (quantum e valor) e desagregada por classe de bens, utilizando dados
anuais na forma logarítmica. Utilizou-se o método dos MQO, que teve como variáveis
dependentes os níveis interno e externo de atividade econômica e uma medida de preços
relativos. O baixo número de observações utilizadas (apenas 9) impossibilita a inferência
sobre os resultados obtidos, não obstante os sinais esperados para as relações tenham sido
confirmados.
Ferreira (1993) realizou testes de co-integração e um modelo de correção de erros (MCE)
para a balança comercial brasileira, cobrindo o período de 1977.1 a 1989.4, com séries
trimestrais com ajustamento sazonal. Os resultados encontrados sugeriram que a “taxa de
câmbio real e a pressão relativa da demanda, dada pela evolução da renda doméstica vis-à-
vis a renda mundial” explicam, no longo prazo, os saldos comerciais. Além disso, Ferreira
encontrou evidencias de raiz unitária nas séries utilizadas no estudo, o que explicou a
opção pelo MCE, objetivando observar a dinâmica de longo prazo da balança comercial.
Em um outro artigo, Holland (1998) avaliou a hipótese de paridade de poder de compra
(PPC) no Brasil ou, de outra forma, se a taxa de câmbio real segue um comportamento
reversível na média, tal que choques exógenos de afastamento da taxa de câmbio de uma
42
trajetória de longo prazo sejam de natureza transitória. Confirmou a suposição prévia de
que a hipótese da PPC é mais facilmente aceita quando os preços nacionais são medidos
por índices no atacado ou outros índices que dão mais peso para os bens tradables. Por
fim, conclui que a taxa de câmbio real se alterou com bastante freqüência no período
analisado, rejeitando a hipótese da paridade.
Canuto et al. (1998) apresentaram os resultados de uma pesquisa empírica das relações
entre taxas reais de câmbio, elasticidades-renda de importações e exportações, crescimento
relativo ao resto do mundo e saldo comercial na economia brasileira (variável a ser
explicada) no período 1981-95. Com a intenção de obter um modelo que captasse as
interações tanto para o curto prazo quanto para o longo prazo, especificou-se um modelo
básico do tipo ECM – Error Correction Mechanism. O modelo utilizou dados trimestrais
com ajuste sazonal, quando aplicável, e as series foram divididas em dois períodos. Para o
período 1981.1 a 1989.4, a variável mais significativa pelo desempenho do saldo comercial
brasileiro foi a taxa de câmbio, sugerindo que o efeito-preço foi mais relevante para o
ajuste comercial do balanço de pagamentos nessa fase. Para o período 1990.1 a 1995.4, o
efeito-renda mostrou-se mais relevante do que o efeito-preço para o ajustamento externo.
Os sinais dos coeficientes, para os dois períodos confirmaram as hipóteses inicialmente
levantadas: desvalorizações reais na taxa de câmbio e a razão entre elasticidade-renda de
demanda por exportações e elasticidade-renda de demanda por importações afetam
positivamente o saldo comercial, enquanto a razão entre as taxas de crescimento do PIB
doméstico e do PIB do resto do mundo o afeta negativamente.
Almonacid e Scrimini (1999) calcularam o ajuste cambial necessário para trazer o déficit
em transações correntes do valor de 4,5% do PIB (esperado para 1998) para 2 a 2,5% do
PIB, um número que naquele momento lhes pareciam financiável. O artigo identifica duas
variáveis principais na determinação do saldo da balança comercial: o nível de preços no
Brasil em relação ao resto do mundo (os preços relativos que são fortemente afetados pela
taxa de câmbio) e o nível doméstico de atividade econômica. Os serviços não-fatores
(turismo, seguros e fretes e etc.), que também sofrem forte influência das variáveis acima,
foram incorporados ao saldo da balança comercial, que passou a ser denominada de saldo
da balança comercial modificada (SBCM)
1
. Os autores, então, estimaram a importância de
1
Aqui, saldo da balança comercial ampliada – SBCA.
43
cada uma dessas variáveis na determinação do saldo comercial. A equação estimada usou
dados anuais para o período entre 1970 e 1998.
Para o indicador de preços foram utilizadas quatro proxies alternativamente: a) a relação
entre os preços dos bens comercializáveis (tradable goods) aproximados pelo IPA (Índice
de Preços no Atacado) e não-comercializáveis (non-tradables goods) aproximados pelo
IPC (Índice de Preços ao Consumidor), relativos aos seus preços correspondentes para os
Estados Unidos da América, variável identificada como G
P
; e b) pela paridade do poder de
compra da moeda brasileira em relação ao dólar norte-americano (PPP), calculada em três
versões, utilizando (i) preços de atacado para ambos os países (PPP
A
), (ii) preços ao
consumidor para o Brasil e de atacado para os EUA (PPP
B
) e (iii) preço ao consumidor
para ambos os países (PPP
C
). (p. 124).
Os resultados das regressões confirmaram os sinais esperados para os coeficientes e
apresentaram parâmetros estatisticamente significativos. Para ambas as versões da renda as
melhores regressões foram as que utilizaram a variável G
P
como indicador de preços,
seguidas das que utilizaram a PPP
C
. Para a renda, os melhores resultados foram obtidos
quando z
R
foi utilizado. Nos quatro casos, o
2
R
foi superior a 70%. Almonacid e Scrimini,
entretanto, não apresentaram os testes econométricos de violação dos pressupostos básicos
sobre os quais se fundamenta a avaliação das estimativas obtidas, o que não permite
assegurar a consistência dos resultados da regressão.
Marçal, Monteiro e Nishijima (2005) buscaram verificar em que medida o saldo comercial
brasileiro responde a alterações no período que abrange os anos de 1980 a 2004 e, ainda,
em que medida essa relação permanece inalterada ao longo do período estudado. Para
tanto, eles utilizaram a metodologia econométrica proposta por Johansen nos seus
trabalhos clássicos (análise de co-integração multivariada). Para avaliar a fluxo de
comércio do país foi definida a razão exportação/importação, em seus valores em dólar. As
variáveis explicativas estabelecidas foram as rendas interna e externa e a taxa de câmbio
real. Para a medida de renda interna se utilizou como proxy a série do PIB brasileiro
publicado pelo IBGE. O PIB dos Estados Unidos foi empregado como proxy da renda
externa. A taxa de câmbio real foi construída multiplicando a taxa de câmbio nominal pelo
índice de preços do atacado dos principais parceiros comerciais brasileiros ponderados pela
participação de cada um deles no total do comércio brasileiro. E em seguida, esse resultado
44
foi deflacionado pelo índice de preços ao consumidor amplo, calculado pelo IBGE. Por
fim, as regressões foram realizadas a partir dos logaritmos das séries. Os autores
concluíram que há evidências que a relação estudada continua a existir e que esta é estável
ao longo do período estudado.
2.3 A análise univariada das séries
Uma série de tempo pode ser definida como uma seqüência de realizações observadas e
ordenadas em intervalos regulares de tempo (hora, dia, mês, trimestre, ano etc). A proposta
de se analisar a série de tempo é estudar a dinâmica ou a estrutura temporal dos dados.
Quando essa análise é feita em uma única seqüência de dados é chamada de análise
univariada, enquanto que a análise feita a partir de um conjunto de séries de tempo,
observadas em um mesmo período, é chamada de análise multivariada (Maddala, 1992,
p.525-6).
A partir dos anos 70, com o início da chamada era Box-Jenkins, o estudo do
comportamento das séries de tempo ganhou um novo vigor e passou a representar parcela
crescente do conjunto dos trabalhos econométricos, suscitando vigoroso debate. Um dos
principais interesses é saber se uma série – ou o resultado de séries combinadas – pode
representar uma realização de um processo estocástico. Pois quando séries não-
estacionárias são regredidas, com a utilização de técnicas convencionais de estimação
(como os MQO, por exemplo), apresentam estatísticas de avaliação (t, F, R
2
etc) não
confiáveis e podem representar resultados espúrios
2
.
Uma série de tempo é dita estacionária
3
ou de covariância estacionária se apresenta média
(
µ
) e autocovariâncias )(
jt
λ
independentes do tempo t (Hamilton, 1994). Assim, a série de
tempo
Y
t
é estacionária se
2
Uma regressão espúria tem um R
2
elevado e t-estatísticos significativos, mas os resultados não têm
qualquer significado econômico (Enders, 1995, p.216). Nesse caso, normalmente o R
2
observado decorre
de uma tendência comum às variáveis e não de uma relação verdadeira entre elas. “Um R
2
> d [estatística
Durbin-Watson] é uma boa regra prática para suspeitar que a regressão estimada sofra de regressão
espúria” (Granger e Newbold, 1974, citado por Gujarati, 2000, p. 730).
3
O conceito de estacionariedade utilizado aqui é o de estacionariedade fraca. Para definições de conceitos
congêneres, tais como estacionariedade estrita e ergodicidade, consultar, entre outros, Hamilton (1994, p.
46-7), Maddala (1992, p.527-30), Rao (1994, p. 49-56).
45
()
µ
=
t
YE para todo t
jjtt
YYE
λ
µ
µ
=
−−
−
))(( para todo t e qualquer j
em que as autocovariâncias (
j
λ
) entre as observações (
jtt
YY
−
,
) da série é uma função
apenas da distância no tempo ( j) entre essas observações e não do tempo (t) em particular.
É comum que as séries de tempo apresentem uma tendência na sua evolução. Assim, o
valor da média mudaria com o tempo, e, a rigor, a série seria não-estacionária. Contudo, se
tal tendência for perfeitamente previsível – ou seja, se a série representa um processo
estacionário na tendência (PET) –, podem-se obter resultados consistentes com a inclusão
de uma tendência temporal na regressão em que a série é utilizada ou se for expurgado
dessa o componente determinístico. Com isso, a tendência comum estará refletida na
variável temporal, e a significância da variável explicativa refletirá o verdadeiro grau de
associação entre essa e a variável a ser explicada.
De outro modo, se a tendência apresenta um caminho imprevisível e não-uniforme
(aleatório) ao longo do tempo, diz-se que a série possui uma tendência estocástica –
representa um processo estacionário na diferença (PED) –, e a inclusão da tendência
determinística pode amenizar o problema, mas não o resolve
4
.
Para ilustrar a aplicação das condições de estacionariedade, considera-se o processo
definido por
ttt
eYY +=
−1
α
t = 1, 2, 3,... (2.1)
em que o vetor e
t
é um ruído-branco, isto é, uma seqüência de distúrbios aleatórios,
independentes e identicamente distribuídos (iid), com valor esperado zero e variância
2
σ
–
e
t
~ iid(0,
2
σ
). O processo em (2.1) é, então, estacionário quando α é menor do que a
unidade em valor absoluto, isto é
1||
<
α
(Rao, 1994, p. 50)
5
.
4
Uma breve e didática explanação das conseqüências de se modelar um PED como PET (tendência
espúria) pode ser encontrada em Maddala (1992, p. 260-2).
5
A demonstração da relação pode ser encontrada nessa mesma referência.
46
Uma alternativa usual na avaliação da estacionariedade de uma série é a aplicação do teste
de raiz unitária
6
. O teste consiste em regredir a equação (2.1) para verificar se α é
estatisticamente igual a 1, o que indicaria a existência de ao menos uma raiz unitária, e que
a série é não-estacionária. Nesse caso, a estacionariedade pode ser obtida por meio de uma
ou mais diferenciações
(
)
1
11
−
−−
∆−∆=∆=
t
d
t
d
t
d
td
YYY
ε
até que o resultado da última
diferenciação seja estacionário. Em geral, se uma série temporal tiver que ser diferenciada
d vezes para que se obtenham resíduos estacionários, ela é dita integrada de ordem d,
denotada por I(d), e possui d raízes unitárias. Uma série estacionária, portanto, é integrada
de ordem zero e denotada por I(0). De outra forma, se estatisticamente
1|| <
α
, rejeita-se a
hipótese da presença de raiz unitária, o que sugere a estacionariedade da série.
Uma vez realizada a análise univariada, as regressões envolvendo séries não-estacionárias
podem ser feitas utilizando as séries em primeira ou mais diferenças. Contudo, esse
procedimento pode suscitar a perda de informações de longo prazo (Maddala, 1992,
p.262). Trata-se de um problema de má especificação do modelo, uma vez que a teoria
econômica, freqüentemente, postula relações com base nos valores originais das séries
econômicas e não nos seus valores transformados pela diferenciação. Assim, o problema
estatístico pode ser resolvido, obtendo estimadores consistentes, mas valiosas informações
podem ser perdidas com a especificação inadequada.
A teoria da co-integração, apresentada em Granger (1981) e elaborada em Engle e Granger
(1987), procurou desenvolver a questão encontrando uma relação de integração entre a
dinâmica de curto prazo e o equilíbrio de longo prazo (Maddala, 1992, p. 588). A idéia é
que se duas ou mais séries, a despeito de serem individualmente não-estacionárias,
movem-se juntas e de forma sincronizada, é possível encontrar uma relação entre elas se
todas, individual e incondicionalmente, têm a mesma ordem de integração. Nesse caso,
diz-se que elas são co-integradas.
Não obstante a importância empírica de descrever o processo de geração dos dados de uma
série de tempo, notadamente para que se minimize o risco de se produzir resultados
6
A equação (3) pode ser escrita como Y
t
-
α
Y
t-1
= e
t
. Usando agora o operador de defasagem L de modo
que LY
t
= Y
t-1
, L
2
Y
t
= Y
t-2
, e assim por diante, pode-se escrever (3) como (1 - L)Y
t
= e
t
. O termo raiz
unitária se refere à raiz do polinômio no operador de defasagem (Gujarati, 2000, p. 724).
47
espúrios, tem-se também recorrido ao processo de identificação da ordem de integração em
estudos macroeconômicos como meio de corroboração de argumentos teóricos.
De acordo com a teoria dos ciclos de negócio, por exemplo, as flutuações do produto e
emprego decorreriam de inovações tecnológicas e da chamada substituição intertemporal
do trabalho. Assim, as flutuações econômicas seriam curtas e estacionárias em torno de
uma taxa natural de crescimento, correspondendo, em séries temporais, a um PET. Por
outro lado, os novos-keynesianos, amparados na hipótese das imperfeições de mercado,
defendem que os choques de demanda produzem alterações permanentes na série, o que
equivaleria a um PED (Valentine et al, 2003, p. 4).
Outro exemplo é o da teoria da paridade do poder de compra (PPC). Baseada na lei do
preço único, a PPC, em sua versão relativa, assegura que variações nominais da taxa de
câmbio não afetam os PR da economia. Uma desvalorização cambial, nesse caso, suscitaria
um aumento dos preços domésticos, anulando, em um momento seguinte, as vantagens
competitivas decorrentes da redução relativa dos preços internos. Com isso, em um regime
de câmbio fixo, os preços domésticos tenderiam a acompanhar os preços internacionais,
quando referenciados em uma mesma moeda. Em um regime de câmbio flutuante, a taxa
de câmbio nominal se ajustaria de forma a compensar diferenças nas variações dos preços
internos e externos. De qualquer forma, a teoria deixa implícito que a taxa de câmbio real
não seria afetada de forma permanente por uma alteração conjuntural da taxa de câmbio
nominal. Disso segue que, em última instância, uma política cambial ativa é, ao menos no
médio e longo prazo, ineficaz – no sentido de não propiciar uma melhora sustentável do
saldo comercial – e não recomendável, por fomentar o crescimento da inflação.
Para se verificar empiricamente a validade da PPC, então, a prática comum tem sido a de
examinar a estacionariedade de uma proxy representativa da taxa de câmbio real,
recorrendo aos testes de raiz unitária, ou ainda a de verificar se as séries da taxa de câmbio
nominal e dos índices de preços internos e externos são co-integradas. A ausência de raiz
unitária (ou a aceitação de co-integração) constituiria evidência em favor da PPC, caso
contrário, indicaria a rejeição. Contudo, a avaliação de que uma série do câmbio real
descreve um PET não deve ser entendida como a validação da teoria, pois de fato essa
série não apresenta média constante e independente do tempo, ainda que tenha um
48
comportamento estatisticamente previsível
7
. Se, por exemplo, a série mostra-se
estacionária até o momento t
1
e a partir de então sofre mudança estrutural (de nível ou de
crescimento) em torno de uma tendência determinística, a hipótese da presença de raiz
unitária pode ser rejeitada utilizando testes apropriados, e por essa via se aceitar a PPC.
Entretanto a mudança em t
1
poderia ser o reflexo da ação direta de uma política cambial
ativa e eficaz, o que iria de encontro à teoria da PPC.
Por tudo isso, a estimação das relações econômicas, que envolvem séries de tempo, não
pode prescindir da análise prévia e cauta do comportamento individual de cada série. O
que poderá determinar, inclusive, o método de estimação apropriado. Dessa forma, a
próxima subseção será dedicada à revisão da literatura referente aos testes de raiz unitária.
2.3.1 Testes elementares de raiz unitária
Diversos artigos têm apresentado procedimentos de testes que se destinam a avaliar a
presença de raiz unitária em uma série de tempo. Entre esses, o teste Dickey-Fuller
ampliado é, sem dúvida, a opção mais freqüentemente utilizada, sobretudo como uma
primeira inferência. Para Rao (1994, p. 6), uma alternativa mais poderosa, entretanto, é o
teste não-parametrizado Phillips-Perron. O teste de Kwiatkowski et al (KPSS, 1992) se
constitui em uma versão alternativa por inverter o teste de hipótese. No caso, a hipótese H
0
é a da estacionariedade da série contra a hipótese alternativa da não-estacionariedade. Na
seqüência, esses testes são abordados.
2.3.1.1 Os Testes Dickey-Fuller e Dickey-Fuler ampliado (DFA)
O teste Dickey-Fuller (DF) considera o processo auto-regressivo em (2.1), em que e
t
é uma
seqüência iid de variáveis aleatórias. O procedimento consiste em testar a hipótese H
0
:
1=
α
contra a hipótese alternativa H
A
: 1
<
α
. Sob H
0
, Y
t
é não estacionária, sendo um
caminho aleatório sem intercepto. Sob H
A
, Y
t
é um processo estacionário, AR(0). A
equação (2.1) pode ser reparametrizada subtraindo Y
t-1
de ambos os lados da equação para
7
A associação entre PPC e PET com mudança estrutural tem sido largamente utilizada na literatura de
séries de tempo. A hipótese H
0
(raiz unitária) foi rejeitada em favor de uma única quebra na tendência
para a taxa de câmbio real em Edison e Fisher (1991), Perron e Vgelsang (1992) e Culver e Papell (1995).
Papell (1998) encontrou evidências de múltiplas quebras para diversas taxas européias de câmbio real.
49
obter a equação alternativa (2.2), que é a forma mais freqüentemente adotada na aplicação
do teste.
ttttt
eYYYY +=−=∆
−− 11
β
(2.2)
em que
1−=
α
β
.
Desse modo, a nova hipótese a ser testada é
H
0
:
β
= 0 contra H
A
:
β
< 0.
A equação (2.2) pode ainda ser apresentada contemplando a possibilidade de a regressão
apresentar um intercepto ou um intercepto (δ) e uma tendência (T). Nesses casos, três
modelos são alternativamente avaliados:
ttt
eYY +=∆
−1
β
(2.3)
ttt
eYY ++=∆
−1
β
δ
(2.4)
ttt
eYTY +++=∆
−1
β
γ
δ
(2.5)
Assim, para a realização do teste, as três formas acima devem ser consideradas, avaliando
as significâncias do intercepto e da tendência.
Todavia, as estatísticas t geradas com a estimação desses modelos não se comportam
segundo uma distribuição
t padrão. Para contornar o problema, Dickey e Fuller (1979),
recorrendo a simulações Monte Carlo, tabularam uma distribuição de valores críticos
denominada distribuição
τ
(tau)
8
, de modo que se o valor absoluto da estatística
τ
exceder
os valores críticos absolutos tabelados, rejeita-se a hipótese nula (
H
0
), sugerindo que a
série é estacionária ou, dito de outra forma, a série é integrada de ordem zero, I(0). Caso
contrário, não é possível rejeitar a hipótese
H
0
, indicando
que a série possui ao menos uma
raiz unitária, ou ainda, tem ordem de integração maior ou igual a um.
O teste realizado a partir das equações (2.3), (2.4) e (2.5) é conhecido como Dickey-Fuller
simplificado. Uma deficiência dessa versão original é que a possibilidade de
autocorrelação dos resíduos (µ
t
) não é considerada na estatística do teste (Charemza e
Deadman, 1999, p. 104). Assim, se
µ
t
é autocorrelacionado (não é um ruído-branco) as
8
Mais tarde os valores críticos foram revisados por MacKinnon (1996).
50
estimativas das equações (2.3), (2.4) e (2.5) pelo método dos mínimos quadrados
ordinários não são eficientes, o que pode levar a se concluir equivocadamente a respeito de
H
0
.
Uma solução simples, contudo, é apresentada por Dickey e Fuller (1981), consistindo em
incorporar termos defasados (∆Y
t-i
) ao modelo, até que o termo de resíduos se torne ruído-
branco. Essa nova versão é conhecida como teste Dickey-Fuller ampliado (DFA). A
estatística do teste tem a mesma distribuição assintótica que a estatística do DF original, o
que permite utilizar os mesmos valores críticos. O modelo completo (incluindo intercepto e
tendência), correspondente à equação (2.5), tem a seguinte forma:
t
k
i
ititt
YcYTY
µβγδ
+∆+++=∆
∑
=
−−
1
1
(2.6)
Resta definir o número de termos defasados da primeira diferença (
k) a ser considerado na
equação (2.6). Charemza e Deadman (1999, p. 104), adotando o procedimento “do geral
para o específico”, sugerem que se inicie com um valor razoavelmente elevado para
k (k
máximo) e, então, sistematicamente, se reduza o número de termos, testando a cada
redução a significância (usualmente a 10%) do último termo
9
.
Já que normalmente não se conhece o processo real de geração dos dados, outra questão
que suscita dúvidas é a da escolha dos regressores determinísticos na realização do teste
(qual modelo adotar: (2.3), (2.4) ou (2.5)). O importante aqui é usar a regressão que melhor
represente o real processo de geração dos dados. Se inapropriadamente a tendência e
interceptos forem omitidos, por exemplo, o poder do teste pode cair a zero (Enders, 1995,
p. 255)
10
. Por outro lado, regressores determinísticos extras podem levar a falha na rejeição
da hipótese nula já que o acréscimo de variáveis determinísticas torna os valores críticos a
serem comparados mais rigorosos.
Enders (1995, p. 256-8) apresenta uma regra prática de teste de raiz unitária quando o
processo de geração de dados é desconhecido, baseando-se em sugestões de Doldado,
9
O pacote computacional E-Views oferece 6 outras opções de escolha do número de termos defasados (k):
Akaike info criterion (AIC), Schwarz criterion (SC), Hannan-Quinn criterion (HQ), Modified AIC
(MAIC), Modified SIC (MSIC) e Modified Hannan-Quinn (MHQ).
10
Campbell e Perron (1991) reportaram resultados espúrios decorrentes de escolhas inapropriadas de
regressores.
51
Jenkinson e Sosvilla-Rivero (1990). Grosso modo, o procedimento consiste em iniciar o
teste com o menos restritivos dos modelos disponíveis (incluindo uma tendência e um
intercepto) e testar H
0
:
β
= 0 contra H
A
:
β
< 0. Como o teste de raiz unitária tem baixo
poder para rejeitar a hipótese nula, se
H
0
é rejeitada, não há necessidade de prosseguir, e
conclui-se que a seqüência (
Y
t
) não tem raiz unitária. Do contrário (se a hipótese nula não é
rejeitada), testa-se a significância do termo de tendência
11
. Se a tendência é significativa,
avalia-se novamente
H
0
:
β
= 0 contra H
A
:
β
< 0, só que desta vez utiliza-se a distribuição t
padrão para aceitar ou rejeitar
H
0
. Caso a tendência não se mostre significativa, é feita uma
nova regressão mais restritiva (com intercepto e sem a tendência), e seus resultados são
analisados de forma análoga à anterior. Por fim, se os resultados da segunda regressão não
são conclusivos, realiza-se uma terceira e última regressão, com tendência e intercepto
ausentes, e seguem-se as avaliações já descritas.
2.3.1.2 O Teste Phillips-Perron (PP)
Phillips e Perron (1988) propuseram um teste alternativo de raiz unitária, que consiste em
efetuar ajustes não paramétricos nas estatísticas obtidas com o teste DF de forma a
controlar a correlação serial (Matos, 2000, p. 243). O teste é baseado na estatística
seguinte:
(
)()()
sf
sefT
f
tZ
21
0
00
21
0
0
2
ˆ
αγγ
αα
−
−
⎟
⎟
⎠
⎞
⎜
⎜
⎝
⎛
=
em que
α
ˆ
é o coeficiente estimado associado a Y
t-1
;
α
t e
(
)
α
ˆ
se
são, respectivamente, a
estatística t usual e o coeficiente do erro-padrão; s é o erro-padrão do teste de regressão;
0
γ
é um estimador consistente da variância do erro (calculado como (T - k)s
2
/T, em que k é
o número de regressores); e f
0
é um estimador do resíduo espectral com freqüência zero.
Ressalte-se que os valores críticos para a estatística Z
α
são os mesmos do teste DF.
11
Table 4.1 (Enders, 1995, p. 223).
52
2.3.1.3 O Teste KPSS
Kwiatkowsk et al (KPSS, 1992) apresentaram um outro teste de raiz unitária, que se
diferencia dos anteriores ao assumir como hipótese nula (H
0
) a estacionariedade da série.
Dessa forma, a rejeição de H
0
é que sugere a existência de raiz unitária.
A estatística KPSS é baseada nos resíduos da regressão (pelos mínimos quadrados
ordinários) de y
t
sobre as variáveis exógenas x
t
:
ttt
uxy +
′
=
δ
e é definida como:
()
()
∑
=
t
fTtSLM
0
2
2
em que
0
f é o estimador do espectro residual de freqüência zero,
()
tS é uma função
residual acumulativa:
()
∑
=
=
t
r
r
utS
1
ˆ
baseado nos resíduos
(
)
0
ˆ
ˆ
δ
ttt
xyu
′
−= .
Os valores críticos para o teste LM são baseados em resultados assintóticos e estão
apresentados em KPSS (p. 166).
2.3.2 Testes especiais de raiz unitária
A publicação do artigo seminal de Nelson e Plosser (1982) – no qual a maior parte das
variáveis macroeconômicas estudadas descrevia um passeio aleatório
12
– provocou uma
seqüência de novos estudos e intensificou o debate sobre a metodologia de estimação dos
testes de raiz unitária. Em um primeiro momento, os trabalhos procedentes apresentaram
12
Em 13 das 14 séries anuais analisadas foram encontradas evidências em favor da hipótese nula de uma
raiz unitária.
53
resultados que corroboravam os achados de Nelson e Posser
13
. Mais tarde, novos estudos
questionaram a metodologia utilizada no teste do artigo. Argumentava-se que o teste DFA,
empregado na forma padrão, pode gerar viés nas suas estatísticas na presença de
sazonalidade estocástica ou de mudanças estruturais na série e, assim, conduzir o
pesquisador a conclusões incorretas. A primeira fonte de problema pode ser de alguma
forma atenuada com dessazonalização das séries ou com a inclusão de dummies sazonais
nas regressões
14
. A segunda, no entanto, requer atenção especial, dado que a análise gráfica
preliminar das séries dos PR sugere mudanças estruturais (ver Figura A.1).
Perron (1989, 1990) e Perron e Vogelsang (1992) demonstraram que testes usuais DF e
DFA podem ter baixo poder de análise quando o verdadeiro processo de geração dos dados
é estacionário em torno de uma tendência linear, mas possui uma quebra estrutural
15
. Além
disso, a probabilidade de não rejeição de H
0
, nessa situação, estaria diretamente
relacionada com a magnitude da mudança. Nesse contexto, Perron (1989), assumindo a
existência de um único ponto de quebra conhecido, propôs modificações na equação do
teste DFA padrão e tabulou novos valores críticos. Zigot e Andrew (1992) e Perron (1997)
estenderam a metodologia original para pontos de quebra desconhecidos, cujo
procedimento de correção afeta a distribuição das estatísticas dos testes de raiz unitária.
Franses e Haldrup (1994) sugeriram testes envolvendo múltiplos outliers aditivos.
Lumsdaine e Papell (1997) e Lee e Strazicich (2002) apresentaram testes com duas quebras
endógenas
16
. Recentemente, novos testes foram propostos permitindo avaliar mudanças
estruturais com restrição (Pepell e Rodan, 2003), utilizando variáveis instrumentais (Im e
Lee, 2004), ou ainda, contemplando a possibilidade de a série apresentar mais do que duas
quebras estruturais (Qu e Perron, 2004).
13
Entre outros, Stulz e Wasserfallen (1985) e Wasserfallen (1986), citados por Perron (1989), aplicaram
metodologia similar em outras séries econômicas e confirmaram a existência de raiz unitária.
14
Para uma primeira incursão no assunto, todavia, (presença de sazonalidade estocástica), ver Harvey e
Scott (1994). Alguns testes podem ser encontrados em Dickey, Hasza e Fuller (1984), Osborn et al
(1988), Hylleberg, Granger e Yoo (1990), Franses (1991a e 1991b), Beaulieu e Miron (1993) e Franses e
Vogelsang (1998). Para uma aplicação dos testes em séries brasileiras, ver Aguirre (2002).
15
Perron (1989) rejeitou a hipótese nula em 10 das 13 séries que Nelson e Plosser (1982) encontraram
evidências de uma raiz unitária.
16
Nos testes de raiz unitária com quebra estrutural exógena, o momento ou período de mudança na
tendência é escolhido por meio da análise gráfica e/ou com o conhecimento de fatos econômicos que se
atribua mudanças na função tendência. Nos testes em que a mudança estrutural é determinada
endogenamente, a escolha do ponto de quebra é feita a partir de regras estatísticas objetivas.
54
2.3.2.1 Testes de raiz unitária com quebra estrutural com datas exogenamente
determinadas
Perron (1989) apresentou um estudo pioneiro, em que o teste de raiz unitária avaliou a
possibilidade de a série apresentar mudança estrutural. A hipótese nula adotada assume que
a série de tempo
t
0
}{
t
y (uma amostra de tamanho t+1) é a realização de um processo
caracterizado pela presença de uma raiz unitária e possivelmente um intercepto diferente
de zero. Em seguida, a abordagem foi generalizada para permitir uma mudança estrutural
ocorrendo no tempo T
B
(1 < T
B
< t). Sob essa hipótese, três diferentes modelos são
considerados: o primeiro permite uma mudança exógena no nível da série; um segundo,
uma mudança na taxa de crescimento; e um último que permite mudanças em nível e
crescimento. Essas hipóteses são parametrizadas da seguinte forma:
Hipóteses nulas (H
0
):
Modelo (A)
()
tt
t
t
eyTBdDy
+
+
+=
−1
µ
(2.7)
Modelo (B)
(
)
tttt
eDUyy
+
−
++=
− 1211
µ
µ
µ
(2.8)
Modelo (C)
()
(
)
ttt
t
t
eDUyTBdDy
+
−
+
+
+=
− 1211
µ
µ
µ
(2.9)
em que
()
TBD = 1 se t = T
B
+ 1 e 0 de outra forma;
1=
t
DU se t > T
B
e 0 de outra forma; e
()
(
)
tt
LBeLA
υ
= ,
)i.i.d.(0,~
2
συ
t
, sendo A(L) e B(L) as enésimas ordens polinomiais do operador de
defasagem L.
As respectivas hipóteses alternativas são:
Modelo (A)
()
ttt
eDUty +−++=
121
µµβµ
(2.10)
55
Modelo (B)
()
tttt
eDTty +−++=
*
12
βββµ
(2.11)
Modelo (C)
(
)
(
)
ttttt
eDTDUty
+
−
+
−
++=
12121
β
β
µ
µ
β
µ
(2.12)
em que
Bt
TtDT −=
*
se t > T
B
e 0 de outra forma; e
tDT = se t > T
B
e 0 de outra forma.
Os modelos relativos às hipóteses alternativos incluem uma tendência determinística contra
a presença de um intercepto nas equações das hipóteses nulas
17
.
Na equação do teste, foram considerados processos não-estacionários sujeitos a uma única
intervenção em uma data conhecida T
B
, alterando permanentemente a série a partir dessa
data, ou, alternativamente, processos estacionários sujeitos a essa mesma intervenção, que
também leva a uma mudança definitiva da parcela determinística da série. O teste DFA foi,
então, estendido de forma a contemplar as duas possibilidades.
Dois procedimentos de teste, assintoticamente equivalentes, foram sugeridos. O primeiro,
em dois estágios, consiste em inicialmente expurgar da série os componentes
determinísticos, de acordo com um dos modelos alternativos – (2.10), (2.11) ou (2.12). No
segundo estágio, o teste DFA padrão é aplicado na série dos resíduos da primeira
regressão, isto é, testar o valor estatístico de
α
~
em
t
i
t
ii
t
eyy
~
~
~
~
1
+=
−
α
, (2.13)
em que i (= A, B ou C) representa o modelo escolhido. Os valores críticos estão em Perron
(1989, p. 1376-7) e foram obtidos em função das variáveis determinísticas presumidas
(Modelo A, B ou C) e do parâmetro
λ
(= T
B
/T), que representa a proporção entre número
de observações até o momento no qual a mudança na função tendência ocorre (T
B
) e
tamanho da amostra (T). Entretanto, novamente, os valores críticos são válidos apenas na
ausência de autocorrelação na seqüência dos resíduos {
i
t
e
~
}. Se há autocorrelação, devem-
se adicionar termos defasados da primeira diferença à regressão, conforme proposto por
Dickey e Fuller (1981). Com isso, a equação do teste passa a ser:
56
i
t
k
j
i
jtj
i
t
ii
t
eycyy
~~~~
~
~
1
1
+∆+=
∑
=
−−
α
(2.14)
em que
i
t
i
t
i
t
yyy
1
~~~
−
−=∆ , e o parâmetro k, como é usual, especifica o número extra de
regressores adicionados, de forma a tornar a seqüência {
i
t
e
~
} um ruído-branco.
Na versão em um único estágio, Perron sugere a adição direta das variáveis dummies na
equação do teste DFA (2.6). As regressões seguintes, correspondentes respectivamente aos
Modelos (A), (B) e (C), foram construídas contemplando simultaneamente as hipóteses
nulas e alternativas.
t
k
i
itit
A
t
AA
t
AA
t
eycyTBDdtDUy
ˆˆ
ˆ
)(
ˆ
ˆˆ
ˆ
1
1
+∆+++++=
∑
=
−−
αβθµ
(2.15)
t
k
i
itit
B
t
BB
t
BB
t
eycyDTtDUy
ˆˆ
ˆˆ
ˆˆ
ˆ
1
1
*
+∆+++++=
∑
=
−−
αγβθµ
(2.16)
t
k
i
itit
C
t
C
t
CC
t
CC
t
eycyTBDdDTtDUy
ˆˆ
ˆ
)(
ˆ
ˆ
ˆˆ
ˆ
1
1
*
+∆++++++=
∑
=
−−
αγβθµ
(2.17)
A hipótese nula de uma raiz unitária impõe as seguintes restrições aos verdadeiros
parâmetros de cada modelo. Modelo (A), mudança no intercepto:
α
A
= 1,
β
A
= 0,
θ
A
= 0;
Modelo (B), mudança na inclinação da tendência:
α
B
= 1,
β
B
= 0,
γ
B
= 0; e Modelo (C),
mudanças no intercepto e na inclinação da tendência:
α
C
= 1,
β
C
= 0,
γ
C
= 0. Sob a hipótese
alternativa de um processo estacionário em torno de uma tendência, são esperados:
α
A
,
α
B
,
α
C
< 1;
β
A
,
β
B
,
β
C
,
θ
A
,
θ
C
,
γ
B
,
γ
C
≠ 0. E ainda, sob a hipótese alternativa, d
A
, d
C
e
θ
B
seriam
próximos de zero, enquanto são esperados significativamente diferentes de zero sob a
hipótese nula. Com essas especificações, os valores críticos para o teste do parâmetro
α
associado a
y
t-1
são os mesmos usados para testar a raiz unitária na versão de dois estágios.
Perron (p. 1381), contudo, ressalta que enquanto para os Modelos (A) e (C) a estatística
t
tem a mesma distribuição assintótica nos dois procedimentos propostos, o mesmo não pode
ser assegurado para o Modelo (B). Neste caso, testes de raiz unitária terão menor poder
17
Para entender a necessidade da inclusão dessa tendência determinística nos modelos relativos às hipóteses
alternativas, ver Apêndice.
57
quando se utiliza (2.16) do que quando (2.14) é a opção escolhida. Na verdade, exceto pela
variável
dummy D(TB), as regressões (2.16) e (2.17) são equivalentes; assim a distribuição
assintótica de
Bt
α
ˆ
e Ct
α
ˆ
são idênticas, o que justifica o uso dos mesmos valores críticos
(Tabela VI, p. 1377). Perron propõe, ainda, a seguinte regressão quando se acredita que a
série apresenta mudança apenas na inclinação da tendência (na taxa de crescimento):
t
k
i
itit
B
t
B
t
BB
t
eycyDTty
ˆˆ
ˆˆ
ˆ
ˆ
1
1
*
+∆++++=
∑
=
−−
αγβµ
(2.18)
Para a regressão acima, as distribuições assintóticas da estatística
Bt
α
ˆ
em (2.18) e (2.14)
são as mesmas, todavia, dado que a variável
dummy
t
DU está agora ausente, a hipótese
nula não mais contempla mudança no intercepto.
Por fim, Patterson (1998, p. 282) observa que a extensão da abordagem de Perron,
contemplando múltiplas quebras estruturais, pode ser naturalmente imaginada com a
incorporação de mais variáveis
dummies, não obstante novos valores críticos devam ser
obtidos por meio de simulações condizentes.
Em um outro trabalho, Franses e Haldrup (1994) abordaram a possibilidade de a série
apresentar múltiplos
outliers aditivos, que nesse caso, por definição, têm efeito apenas em
uma única data. No entanto, ao contrário das implicações intuídas por Perron sobre os
testes de raiz unitária na presença de mudanças estruturais,
outliers aditivos induziriam
resultados viesados em favor da rejeição da hipótese nula de raiz unitária. Diante de um
outlier aditivo positivo, a estatística do teste DFA tenderia a ser superdimensionada (em
valor absoluto), implicando rejeição mais freqüente da hipótese nula (existência de raiz
unitária). A distribuição da estatística do teste permanece inalterada, no entanto, caso se
adicione variáveis
dummies do tipo pulso, correspondentes aos outliers, à equação do teste.
O teste basicamente consiste na inclusão das variáveis
dummies – a exemplo de D(TB) em
(2.15) – no usual teste DFA. Todavia, se
k é o número de termos defasados da primeira
diferença necessários para “branquear” os resíduos,
1
+
k
defasagens de cada uma das
variáveis
dummies devem ser acrescentadas à equação do teste; isto é, incluindo o termo de
tendência e o intercepto, a equação do teste seria a seguinte:
58
t
k
i
iti
p
j
k
i
ijtjitt
eycDyty
ˆˆ
ˆ
ˆ
ˆ
11
1
0
1
+∆++++=∆
∑∑∑
=
−
=
+
=
−−
δαβµ
em que
j
D = 1 no tempo do pulso e 0 de outra forma; e p é o número de variáveis dummies
do tipo pulso.
Por fim, procede-se a inferência sobre
α
ˆ
na forma habitual.
2.3.2.2 Testes de raiz unitária com quebra estrutural com datas endogenamente
determinadas
Zivot e Andrew (1992, p. 252) observaram que o ponto de quebra deve ser tratado como
desconhecido, sob o argumento de que os resultados de Perron (1989) seriam viesados em
favor da rejeição da hipótese nula de raiz unitária. Consequentemente, já que os eventos
devem ser tomados como endógenos, o ponto de quebra estrutural deve ser assumido como
dependente dos dados.
A hipótese nula, neste caso, é a de raiz unitária com intercepto, o que excluiria qualquer
mudança estrutural. Sob a hipótese alternativa, entretanto, novamente se permite uma
quebra no processo estacionário em torno de uma tendência. O momento da quebra (
T
B
) foi
definido como aquele que minimiza a estatística
t do parâmetro autoregressivo, ou seja, o
objetivo é estimar o ponto de quebra que maximiza a possibilidade de se rejeitar a hipótese
nula. Dado que
i
inf
ˆ
λ
denota o valor mínimo para o Modelo i, então, por definição,
)(inf]
ˆ
[
ˆ
inf
ˆ
λλ
α
λ
α
ii
tt
i
∧∈
= , i = A, B, C,
em que
Λ é um específico subconjunto fechado de (0,1).
As equações do teste são as mesmas adotadas por Perron (1989), exceto que agora a
variável
dummy
t
TBD )( está ausente, já que nos três modelos a hipótese nula considerada é
ttt
eyy ++=
−1
µ
.
Os valores críticos, obtidos por simulações pelo método de Monte Carlo, estão tabulados
em Zivot e Andrew (1992, p. 255-7).
59
Perron (1997) replicou as críticas ao seu teste exógeno, argumentando que as datas de
quebra consideradas foram escolhidas
ex-ante e não modificada ex-post, e que essas
estavam relacionadas a eventos exógenos para os quais a teoria econômica sugeria
resultados semelhantes aos ocorridos. Não obstante, ele estendeu seu procedimento
anterior assumindo um único ponto de quebra desconhecido, no qual o parâmetro
λ
é
selecionado endogenamente, conforme critérios estatísticos objetivos.
Dois critérios alternativos de seleção do ponto de quebra (
T
B
) são sugeridos. No primeiro,
assim como em Zivot e Andrew (1992),
T
B
é selecionado no ponto em que a estatística t do
parâmetro autoregressivo (
t
α
) é a menor entre todas possíveis, ou seja, T
B
é o ponto que
maximiza a possibilidade de rejeição da hipótese nula de uma raiz unitária. No segundo
critério,
T
B
corresponde ao momento em que a mudança na função tendência é mais
contundente, caracterizada pelo valor absoluto máximo da estatística
t do parâmetro da
variável
dummy representativa do ponto de quebra estrutural.
Também são propostos dois métodos alternativos de seleção do número de termos
autoregressivos defasados da primeira diferença (
k). No primeiro, o critério “do geral para
o específico” é adotado, conforme já descrito. O segundo consiste em verificar se
defasagens adicionais são conjuntamente significativas, usando a estatística
F dos
coeficientes estimados. Inicialmente um valor máximo de
k (
max
k ) é estabelecido e
autoregressões com
max
k e 1
max
−
k são estimadas. A 10%, a estatística F é usada para
avaliar as duas regressões. Se a regressão com
max
k além de significativa é também
estatisticamente superior à versão com 1
max
−
k , o k escolhido é o máximo. Senão,
descarta-se
k
max
, realiza-se uma nova regressão com 2
max
−
k termos defasados, e
novamente compara estatisticamente as duas regressões (nas versões com
k
max
– 1 e k
max
–
2). O processo é repetido, reduzindo sistematicamente o valor de
k, até que a regressão
com
k
max
– n defasagens seja estatisticamente superior à versão com k
max
– n – 1, ou até
que
k seja zero
18
.
As hipóteses nulas e alternativas adotadas são as mesmas de Perron (1989), assim como as
equações do teste. Contudo, a opção da realização do teste em dois estágios está restrita ao
18
n é um número natural e menor ou igual a k
max
.
60
modelo em que é testada a mudança na inclinação da função tendência, additive outlier
model
, na terminologia de Perron (1989). O método dos mínimos quadrados ordinários
(MQO) foi novamente usado na realização dos testes, e as tabelas com os valores críticos
estão disponíveis em Perron (1997, p. 362-3).
Lumsdaine e Papell (1997) estenderam a metodologia do teste de raiz unitária com quebra
endógena, contemplando a possibilidade de a série ser estacionária em torno de uma
função tendência com dois pontos de quebra. Somente um modelo é considerado no teste,
que é o seguinte:
t
k
i
ititttttt
ycyDTDUDTDUty
εαψωγθβµ
+∆+++++++=∆
∑
=
−−
1
1
2211
DU1
t
e DU2
t
são indicadores das variáveis dummies para as mudanças no intercepto da
função tendência, ocorrendo nos períodos
TB1 e TB2, respectivamente; sendo que DU1
t
=
1, se
t > TB1, e zero de outra forma; DU2
t
= 1, se t > TB2, e zero de outra forma. DT1
t
e
DT2
t
são as respectivas variáveis dummies correspondentes às alterações na inclinação da
tendência determinística; em que
DT1
t
= t – TB1, se t > TB1, e zero de outra forma; e DT2
t
=
t – TB2, se t > TB2, e zero de outra forma. A mudança estrutural, da mesma forma que
em Zivot e Andrew (1992), é apenas considerada na hipótese alternativa.
Em Lee e Strazicich (2002), a ausência de possibilidade de quebra estrutural na hipótese
nula se constitui na principal crítica a testes como os de Zivot e Andrew (1992) e
Lumsdaine e Papell (1997). Argumenta-se que a rejeição de
H
0
, nesse caso, não
necessariamente implica rejeição de raiz unitária por si, mas tão somente a rejeição de raiz
unitária na ausência de quebra estrutural. Com efeito, a hipótese alternativa abrangeria não
somente séries estacionárias em torno de uma tendência determinística, mas qualquer série
que de alguma forma apresente quebra estrutural, o que inclui também séries não
estacionárias geradas conforme os processos (2.7), (2.8) e (2.9).
Nesse contexto, Lee e Strazicich – inspirados em Schmidt e Phillips (1992) – propuseram
uma metodologia de teste endógeno de raiz unitária (teste LM), baseada no Multiplicador
de Lagrange (ML), em que a possibilidade de duas quebras é considerada nas hipóteses
nulas e alternativas. A proposta é que a hipótese alternativa, indubitavelmente e tão
somente, implique um processo estacionário na tendência.
61
O teste LM considera o seguinte processo de geração dos dados (PGD):
ttt
eZy +=
'
δ
,
ttt
ee
ε
β
+
=
−1
,
em que
Z
t
é o vetor de variáveis exógenas e
ε
t
∼ idd N(0,
σ
2
).
Duas quebras estruturais são consideradas em dois modelos alternativos. O Modelo A
permite duas mudanças em nível e é descrito por
[
]
'
21
,,,1
ttt
DDtZ =
, em que D
jt
= 1 para
1
+≥
Bj
Tt
, e 0 de outra forma, j = 1, 2. O Modelo C inclui duas mudanças em nível e na
função tendência e é descrito por
[
]
'
2121
,,,,,1
ttttt
DTDTDDtZ = , em que DT
jt
= t para t ≥
T
Bj
+ 1 e 0 de outra forma. Dessa maneira, as quebras são consideradas tanto nas hipóteses
alternativas quanto nas nulas. Por exemplo, no Modelo A, dependendo do valor de
β
, Tem-
se:
Hipótese Nula
ttttt
vyBdBdy
+
+
+
+
=
−122110
µ
(2.19)
Hipótese Alternativa
tttt
vDdDdty
222111
+
+
+
⋅
+
=
γ
µ
, (2.20)
em que
v
1t
e v
2t
são termos de erro estacionários, B
jt
= 1 para t = T
Bj
+ 1 e 0 de outra
forma, e
d = (d
1
, d
2
)′. No Modelo C, os termos D
jt
são adicionados em (2.19), e os termos
DT
jt
, em (2.20). A formulação das hipóteses, nesse caso, segue o mesmo princípio adotado
em Perron (1989, 1997). “Perron (1989, p. 1393) mostrou que a inclusão dos termos
B
jt
é
necessária para assegurar que a distribuição assintótica dos testes estatísticos seja
invariável com o tamanho da quebra (
d) sob a hipótese nula” Lee e Strazicich (2002, p. 4).
O teste LM de duas quebras estruturais, então, é estimado por regressão de acordo com o
princípio do ML da seguinte forma:
tttt
uSZy ++∆=∆
−1
~
'
φδ
,
em que
δψ
~
~
~
1 txtt
ZyS −−=
−
;
δ
~
são os coeficientes da regressão de ∆y
t
em ∆Z
t
;
x
ψ
~
é dado
por
δ
~
11
Zy − ; e y
1
e Z
1
denotam as primeiras observações de y
t
e Z
t
, respectivamente. A
hipótese nula de raiz unitária é dada por
φ
= 0, e as estatísticas do teste LM são:
62
φρ
~
~
⋅= T
=
τ
~
estatística t da hipótese nula
φ
= 0. (2.21)
O critério de escolha dos pontos de quebra (
T
Bj
) é mesmo adotado em Zivot e Andrew
(1992), Perron (1997) e Lumsdaine e Papell (1997), isto é,
T
Bj
é novamente selecionado de
forma a maximizar a possibilidade de rejeição da hipótese nula de raiz unitária. O número
de termos defasados da primeira diferença (
k) é escolhido conforme o critério “do geral
para o específico”, na forma já descrita. Os valores críticos referentes aos testes exógeno e
endógeno estão disponíveis em Lee e Strazicich (2002, p. 19-20), nas Tabelas 1 e 2,
respectivamente.
Como já fora ressaltado, a literatura recente tem disponibilizado testes de raiz unitária com
mais de duas quebras estruturais. Contudo, o número em certa medida modesto de
observações (máxima de 57 para o primeiro estudo e 104 para o segundo) nas séries
utilizadas neste trabalho não recomendaria considerar tal hipótese. Conclui-se, então, neste
ponto a revisão da literatura sobre testes de raiz unitária, não obstante se reconheça que a
questão da estacionariedade das séries foi aqui apenas parcialmente explorada
19
.
19
Para efeito ilustrativo do que ainda há por ser explorado, Murray e Nelson (2002) registraram que a
presença de heterogeneidade nos dados (instabilidade da variância) pode levar à incorreta rejeição da
hipótese nula quando esse efeito não é considerado no teste.
63
APÊNDICE
Este Apêndice descreve a necessidade da inclusão da tendência determinística nos modelos
relativos às hipóteses alternativas, a partir de um passeio aleatório
ttt
eyy ++=
−1
µ
,
em que o intercepto,
µ
, pode ser interpretado como uma tendência determinística na série
na forma seguinte.
Seja
y
0
o valor inicial para o processo no período t, então
101
eyy ++=
µ
2102102
2 eeyeeyy
+
+
+=++++=
µ
µ
µ
321032103
32 eeeyeeeyy
+
+
+
+
=+++++=
µ
µ
µ
...
ntn
eeeyaneeeyny
+
+
+
+
+
=
+
++++−+= ......)1(
210210
µ
µ
Genericamente,
∑
=
++=
t
i
it
etyy
1
0
µ
Portanto, o intercepto
µ
, em um processo I(1), representa a tendência determinística.
Considerando, agora, esse mesmo processo, mas sujeito a uma mudança de nível em algum
ponto conhecido
T
B
– isto é, existe algum evento externo (freqüentemente chamado de
‘intervenção’) que ocorre no tempo
T
B
e causa uma alteração significativa no processo –,
tem-se:
∑
−
=
−−−
++−=++=
1
1
0121
)1(
B
BBB
T
i
iTTT
eyduyy
µµ
,
64
no período imediatamente anterior à intervenção (T
B
);
∑
=
−
+++=+++=
B
BB
T
i
ibTT
eyddeydy
1
01
µµ
,
no período da intervenção,
t = T
B
;
∑
+
=
++
++++=++=
1
1
011
)1(
B
BBB
T
i
iTTT
eyddeyy
µµ
,
no período seguinte à intervenção, t = T
B
+ 1.
Em geral, o processo pode ser representado como:
∑
=
+++=
B
T
i
itt
eyTBdDty
1
0
)(
µ
Assim, em um modelo de passeio aleatório com intercepto, mesmo uma intervenção em
um único período redundará em um efeito permanente sobre a série.
Em resumo, os efeitos de intervenção representam eventos ‘extraordinários’ na história do
processo. Se o evento incidir sobre um processo estacionário, I(0), seus efeitos serão
temporários. Em processos estocásticos, I(1), eventos “extraordinários” ocasionarão
mudanças permanentes na trajetória da série.
65
CAPÍTULO 3 – O SBCA brasileiro: uma avaliação econométrica com o método das
variáveis instrumentais.
3.1 Introdução
Verifica-se, neste capítulo, se há sustentação empírica para as relações teóricas discutidas
anteriormente. Isto é, será verificado se o SBCA normalizado
1
)(sbca pode ser explicado
por um índice de preços relativos )(PR – tomado como a relação entre preços de bens
comerciáveis e não-comerciáveis – e por indicadores de atividade econômica interna )(Y e
externa )(
*
Y . Espera-se que aumentos de PR e
*
Y
favoreçam o sbca , e que o crescimento
de
Y
tenda a diminuí-lo. Neste caso, a metodologia econométrica utilizada será a das
variáveis instrumentais. Como a seguir é visto, a escolha metodológica é justificada pela
presença de
proxies entre as variáveis explicativas. As observações têm periodicidades
anuais e abrangem os anos de 1947 a 2006.
3.2 – Variáveis proxies e o método das variáveis instrumentais
A literatura econométrica disponibiliza diversos métodos para se estimar os parâmetros de
uma regressão. De acordo com o teorema de Gauss-Markov, o método dos mínimos
quadrados ordinários (MQO), sob os pressupostos básicos do modelo clássico de regressão
linear (MCRL), tem os melhores estimadores lineares não-tendenciosos. Entre esses
pressupostos encontra-se o da independência entre os regressores e o termo residual. Mais
especificamente, os valores da matriz
X, composta pelas variáveis explicativas, devem ser
estabelecidos
à priori; e os correspondentes valores explicados da série Y, obtidos por
meio de observações aleatórias. Tecnicamente,
X é uma matriz de componentes não-
estocásticos.
O problema é que quando se trabalha com séries de tempo, os regressores são muitas vezes
estocásticos, tornando inapropriada a utilização do método dos MQO, pois os estimadores
obtidos dessa forma tendem a ser enviesados (ou tendenciosos) e inconsistentes.
1
O SBCA ponderado pelo PIB e pelo equivalente americano ao IPA.
66
Geralmente, a violação desse pressuposto ocorre quando uma ou mais das variáveis
explicativas se enquadra em uma das três situações seguintes: a) é a variável dependente
defasada – pelo simples fato de a variável dependente ser, por natureza, estocástica; b) é
uma variável
proxy
2
(que está sujeita a erros aleatórios); e c) apresenta erros aleatórios de
medida (a variável não pode ser medida adequadamente).
Especificamente, se
X é uma matriz de regressores, e Y é a variável regredida, então o vetor
b dos parâmetros obtidos pelo método dos MQO seria o seguinte:
YXXXb ')'(
1−
=
)(')'(
1
εβ
+=
−
XXXXb
εβ
')'(')'(
11
XXXXXXXb
−−
+=
εβ
')'(
1
XXXb
−
+=
[]
[
]
[]
εβ
EXXXEbE ')'(
1−
+=
Assim, os estimadores do vetor
b só seriam não-tendenciosos (
[
]
β
=bE ) caso estivesse
assegurada a independência entre o termo de erros
ε
e a matriz de regressores X, isto é: se
[]
0/ =XE
ε
. Se a matriz X contém uma ou mais séries estocásticas, o pressuposto da
independência não é válido, e com isso o método dos MQO irá produzir estimadores
lineares tendenciosos e inconsistentes
3
. Portanto, os parâmetros gerados dessa forma não
convergem para seus verdadeiros valores, mesmo quando o tamanho da amostra cresce.
Nesse caso, o método das variáveis instrumentais (VI)
4
pode ser uma alternativa
importante. O método consiste em se obter estimadores consistentes, substituindo a
variável explicativa que contém o erro por outra que seja altamente correlacionada a essa,
2
O que é especificamente o caso deste trabalho.
3
“Em modelos estimados pelo método dos mínimos quadrados ordinários, o parâmetro b é viesado para
baixo e o termo constante, para cima” (Matos, 2000, p. 180).
4
Uma vez escolhida a matriz Z, os estimadores VI podem ser vistos como o resultado de uma dupla
aplicação do MQO. Por isso, o método é também conhecido como mínimo quadrado de dois estágios
(MQ2E).
67
mas independente ao termo residual (Matos, 2000, 182). Em suma, uma matriz de
instrumentos
Z
deve possuir duas importantes propriedades:
a)
os valores de
Z
devem estar correlacionados com os valores de
X
; e
b)
a matriz
Z
, no limite, não deve ser correlacionada com o vetor residual
ε
.
Dessa forma, é possível construir um vetor
b de estimadores consistentes e com
normalidade assintótica, se atendidas as seguintes premissas entre
Z
,
X
e
ε
(Greene,
2003, p. 76):
ZZ
Q
n
ZZ
p =
'
lim , em que
ZZ
Q
é uma matriz finita, positiva e não singular;
ZX
Q
n
XZ
p =
'
lim , em que
ZX
Q é uma matriz finita L x K com posto K; e
0
'
lim =
n
Z
p
ε
;
e assim, multiplicando a matriz
'
Z
pela equação do modelo, tem-se
()
ε
β
+= XYZ'
ε
β
''' ZXZYZ +=
n
Z
p
n
XZ
p
n
YZ
p
ε
β
'
lim
'
lim
'
lim +
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
=
0
'
lim
'
lim +
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
=
β
n
XZ
p
n
YZ
p
YZXZb
n
YZ
p
n
XZ
p
VI
')'(
'
lim
'
lim
1
1
−
−
=⇒⋅
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
=
β
VI
b , então, é o vetor de parâmetros estimados pelo método das VI. Substituindo, agora,
ε
β
+= XY na equação acima, encontra-se:
68
)(')'(
1
εβ
+=
−
XZXZb
VI
εβ
')'(')'(
11
ZXZXZXZb
VI
−−
+=
εβ
')'(
1
ZXZb
VI
−
+=
β
ε
β
=⇒+=
−
VIVI
bp
n
Z
p
n
XZ
pbp lim
)'(
lim.
)'(
limlim
1
O resultado acima, portanto, confirma a consistência de
VI
b .
O passo seguinte é verificar a variância assintótica de
VI
b . Para isso, o vetor de resíduos
pode ser escrito como
YZXZXYXbY
VI
')'(
1−
−=−
Substituindo
ε
β
+= XY e manipulando algebricamente o resultado, obtém-se:
εε
]')'([
ˆ
1
ZXZXI
−
−=
Agora, tomando o desvio-padrão
n
ε
ε
σ
ˆ
'
ˆ
ˆ
2
=
, chega-se a
11111
2
'''
2
''''''
ˆ
−−−−−
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
−
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
+=
n
Z
n
XZ
n
X
n
Z
n
XZ
n
XX
n
ZX
n
Z
n
εεεεεε
σ
Greene (2003, p. 78), a partir da equação acima, mostrou que a variância assintótica de
VI
b
pode ser definida como
⎪
⎭
⎪
⎬
⎫
⎪
⎩
⎪
⎨
⎧
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
⎟
⎠
⎞
⎜
⎝
⎛
=
−− 11
'''
ˆ
'
ˆ
1
][
n
ZX
n
ZZ
n
XZ
nn
bVar
VI
εε
112
)')('()'(
ˆ
][
−−
= ZXZZXZbVar
VI
σ
Deste modo, o vetor b é consistente e tem normalidade assintótica.
69
É importante observar que nas operações anteriores assumiu-se que a matriz de
instrumentos
Z
tem o mesmo número de variáveis da matriz
X
. Contudo, é possível, e às
vezes preferível, que
Z
contenha mais variáveis que
X
. Mas nesse caso, o procedimento
anterior é inexeqüível porque a matriz resultante de
knni
XZ
××
' será
kl
Q
×
(com l linhas e k
colunas e l > k), e, portanto,
kl
Q
×
não terá inversa. Há, todavia, uma solução simples para o
impasse que, embora não seja aqui reproduzida, pode ser encontrada em Greene (2003, p.
78-80).
Uma questão evidente à metodologia consiste em identificar uma variável que
apropriadamente apresente alta correlação com a série explicativa e ao mesmo tempo não
esteja relacionada com o termo residual. Nas séries de tempo, contudo, os valores
defasados das variáveis explicativas aparecem como candidatos naturais a essa função,
conforme sugere Greene (2003, p. 79-80). Essa constitui a solução aqui adotada.
Por fim, é importante ressaltar que o método das VI – não obstante seja, em certa medida,
uma solução natural para regressões com variáveis proxies como regressores – demanda
que as séries da regressão sejam integradas de ordem zero. Daí segue a necessidade de se
avaliar o processo de formação das séries (a questão da estacionariedade) na forma
abordada no capítulo anterior.
3.3 – Séries da regressão
Ao todo, dezoito séries foram utilizadas neste capítulo. Há somente uma variável a ser
explicada e dezessete a explicá-la, tomadas, alternadamente, três de cada vez. Portanto, três
grupos de séries, juntamente com algumas variáveis determinísticas, compõem a matriz
das variáveis explicativas. Treze séries (ipd00, ipd04, ipd06, ipd09, ipd12, ipd18, ipd24,
tcr1a0, tcr1a1, tcr1a2, tcr2a0, tcr2a1, tcr2a2) constituem alternativas (excludentes entre
si) dos preços relativos (PR); duas (ybr1, ybr2), do nível interno de atividade (
Y
); e duas
(tyeua e tymun), do nível externo de atividade (
*
Y
). Na seqüência, o processo de
montagem das séries é apresentado e, na medida do possível, justificado.
70
3.3.1 – Série do saldo da balança comercial ampliada (SBCA)
Inicialmente, a série do SBCA foi obtida somando as rubricas “Balança comercial (FOB)” e
“Serviços” (serviços não-fatores), excluída a rubrica “Royalties e licenças”
5
, do Balanço de
pagamentos brasileiro anual, divulgado pelo BCB
6
em dólares americanos (US$), no
período de 1947 a 2006 (60 observações).
Como a série abrange um período longo, o SBCA foi corrigido concomitantemente por dois
índices, passando a série resultante a ser grafada como
sbca. Na primeira correção, de
natureza monetária, os valores foram “deflacionados” para ano de 2006 (último ano da
série), pelo equivalente americano do índice de preços do atacado
7
. A escolha do índice se
deve à estreita relação entre os preços dos bens no atacado e os preços dos chamados bens
tradables (bens transacionáveis internacionalmente)
8
. A segunda correção se deu pelo
índice de evolução do PIB real brasileiro, tendo o mesmo período como base, e tem o
propósito de considerar o saldo comercial relativamente à produção econômica do país em
cada período referente.
Com isso, além de se ter valores de períodos distintos comparáveis entre si, objetivou-se
evitar prováveis problemas de heteroscedasticidade nas séries dos resíduos. Posto que a
série original (
SBCA
) é o resultado da diferença de duas séries (exportações e
importações) que apresentam um padrão geométrico de progressão. De outra forma, o
comportamento da série não poderia ser corretamente explicado por variáveis que tenham
naturezas evolutivas diferentes, ainda que componentes (lineares) de tendência fossem
incorporados ao modelo
9
.
5
A exclusão se deve ao entendimento de que essa conta é na verdade a remuneração de capital intelectual,
e, portanto, o mais apropriado seria a sua inclusão na rubrica “Rendas”, ao menos no contexto deste
trabalho.
6
Site www.bcb.com.br.
7
“Series Id: WPUSOP3000, U.S. Bureau of Labor Statistics”.
8
A classificação dos bens que compõem a balança comercial ampliada como tradables é tautológica.
9
A opção mais usual de se tomar o logaritmo da série não se aplica a esse caso, já que a série apresenta
observações de valor negativo.
71
3.3.2 – Séries dos Preços Relativos (PR)
O princípio adotado na elaboração das séries representativas dos PR busca refletir a
relação entre os preços dos bens comerciáveis e não-comerciáveis (tradables e non-
tradables), na forma discutida no primeiro capítulo.
**
NTT
NTT
PP
PP
PR =
ou
*
*
NTNT
TT
PP
PP
(3.1)
em que
T
P e
NT
P são, respectivamente, os preços dos tradables e non-tradables, e
*
T
P e
*
NT
P , os preços dos seus equivalentes internacionais.
Como não se tem conhecimento de séries suficientemente longas de índices de preços que
discriminem os bens conforme a dicotomia acima, outras séries, supostas fortemente
correlacionadas com PR, foram usadas como substitutas (proxies). Neste trabalho, três
séries compostas foram tomadas como opções de proxy da variável explicativa PR .
A primeira composição é uma relação entre os índices de preços domésticos do atacado
(
BR
IPA ) e ao consumidor (
BR
IPC ) e seus equivalentes nos Estados Unidos (
EUA
IPA e
EUA
IPC ). A idéia é que cada IPA seja a proxy do hipotético índice de preços dos bens
tradables na sua respectiva economia, enquanto os IPCs representem os bens non-
tradables
10
. Em suma, tomando (3.1), PR assume a seguinte forma
11
:
EUAEUA
BRBR
IPCIPA
IPCIPA
)( =IPPR
ou
EUABR
EUABR
IPCIPC
IPAIPA
(3.2)
As outras duas opções compreendem a taxa de câmbio real, que consiste em estimar o
valor relativo do câmbio nominal (E), corrigindo-o pelos índices interno e externo de
10
Uma outra variante em que o Índice Nacional de Custo da Construção da FGV (INCC - Total - Média
Geral - série 161759) foi também testada na composição da proxy dos preços dos non-tradables. Contudo,
em geral, os resultados assim obtidos foram estatisticamente inferiores à forma mais simples, além da
divergência ter sido apenas marginal. Como é habitual, adotou-se o princípio da parcimônia.
11
As séries utilizadas foram as seguintes: IPA
BR
, Índice de Preços por Atacado da FGV (IPA-DI - Total -
Média Geral - série nº 161570); IPC
BR
, Índice de Preços ao Consumidor para o Rio de Janeiro da FGV
(IPC-RJ - Média Geral - série nº 161759); IPA
USA
e IPC
USA
são os equivalentes ao IPA e ao IPC nos
72
preços. Em trabalhos do gênero, a escolha freqüentemente se dá entre os IPCs e os IPAs.
Neste trabalho, as duas formas foram consideradas.
Assim, se a opção é pelos IPCs, a taxa de câmbio real
e é dada por:
BR
EUA
1
IPC
IPC.
)(
E
ePR = (3.3)
Com efeito, a diferença entre as composições (3.2) e (3.3) se limita à forma na qual o PR
do tradable (
*
PTPT ) estará representado: se pela taxa de câmbio nominal ou pelo índice
de preços do atacado domésticos relativo ao estrangeiro
(
)
USABR
IPA/IPA . Se as formas
(3.2) e (3.3) são tomadas como análogas, isto é, se
EUABR
EUABR
BR
EUA
IPCIPC
IPAIPA
IPC
IPC.
=≈= IP
E
e
,
então,
EUA
BR
IPA
IPA
e ≈
.
Contudo, espera-se que a equação (3.2), comparativamente à (3.3), mais apropriadamente
reflita PR, em face da sua maior abrangência. Uma redução do imposto de importação, por
exemplo, tende a diminuir os preços dos bens que foram os objetos da redução,
constituindo em queda do IPA doméstico. A mudança de preços, por sua vez, deverá
influenciar as decisões dos agentes (consumidores e produtores), interferindo na balança
comercial. Todavia, como não houve alteração no câmbio real (supondo IPC estável), este
não pode explicar a suposta redução no SBCA. Mas a alteração é registrada se a forma
observada for a de (3.2), permitindo fundamentar a mudança no SBCA.
Na outra forma de composição da taxa de câmbio real, os IPAs (doméstico e estrangeiro)
foram usados como elementos de correção cambial. Portanto,
BR
USA
2
IPA
IPA.
)(
E
ePR =
(3.4)
Estados Unidos da América (BLS - Department of Labor, Bureau of Labor Statistics - séries nº 113185 e
nº 113193 da FGV).
73
Ressalte-se, no entanto, que rigorosamente essa opção não pode ser tomada como a relação
entre os preços dos bens tradables e non-tradable. A incongruência reside no fato de os
preços dos tradables estarem duplamente considerados – já que o vínculo desses com a
taxa de câmbio nominal é uma tautologia, e com os IPAs, muito estreito –, enquanto
nenhuma série remete aos preços dos non-tradable. Com efeito, a taxa de câmbio real,
obtida dessa forma, é inapropriada para referenciar a realidade do conjunto de preços
observados pelos agentes econômicos nas suas decisões. Essa alternativa será ainda assim
avaliada, seja pela possibilidade de corroborar a argumentação acima ou, simplesmente,
por ser uma composição relativamente habitual em estudos da espécie.
Além da questão da forma mais apropriada – (3.2), (3.3) ou (3.5) –, há ainda uma outra a
ser considerada na composição das proxies dos PR. A variável a ser explicada (sbca) é
formada no período de um ano. O
sbca de 1988, por exemplo, representa o resultado
agregado das exportações e importações concretizadas entre 01/01/1988 e 31/12/1988,
refletindo as decisões que agentes econômicos tomaram pautados nas condições vigentes
(inclusive PR) nos instantes em que as operações foram contratadas, o que pode ter
ocorrido inclusive em um momento muito anterior ao período da efetivação da operação.
Todavia, as séries de índices de preços representam os níveis de preços observados em
uma instante do período de referência. Assim, para que as proxies dos PR possam
adequadamente explicar o
sbca
, cada observação das séries deve, da melhor maneira
possível, representar as condições encontradas pelos agentes econômicos nas diversas
operações que definiram o
sbca.
A solução adotada, então, foi tomar a média geométrica dos índices mensais no período
compreendido entre o fim do ano de referência e um período precedente ao início. Com
esse intuito, diversas opções de defasagem foram consideradas. Para a versão (3.2), as
séries foram construídas avaliando as alternativas de defasagem de 0, 4, 6, 12, 18 e 24
meses
12
(denominadas, respectivamente, ipd00, ipd04, ipd06, ipd09, ipd12, ipd18 e ipd24).
Para as versões de câmbio real, (3.3) e (3.4), somente foi possível considerar defasagens
em períodos anuais, já que essa era a periodicidade da série de câmbio nominal. Nesse
12
Por exemplo, para se obter a observação referente ao ano 2000 da série ipd09 foi feita a média geométrica
dos índices mensais compreendido no período de abr/1999 a dez/2000.
74
caso, as defasagens consideradas foram de 0, 1 e 2 anos – denominadas, respectivamente,
tcr1a0, tcr1a1 e tcr1a2, para a versão (3.3), e tcr2a0, tcr2a1 e tcr2a2, para a versão (3.4).
3.3.3 – Séries do nível interno de atividade econômica (
Y
)
A variável indicativa do nível interno de atividade econômica adotada neste capítulo é a
taxa de ocupação da capacidade produtiva instalada brasileira (
Y
), isto é, a razão entre o
produto efetivo (PIB)
13
e o produto potencial (PP). Espera-se uma relação com sinais
invertido entre
Y
e o sbca. Quanto maior for
Y
maiores serão a dificuldade de exportar e
a necessidade de importar.
Duas séries foram tomadas como proxies do produto potencial. A primeira é a tendência
linear do logaritmo da série do PIB, considerando três datas de quebra estrutural (1968,
1980 e 1990)
14
. As datas foram assumidas conforme análise visual (alternativa exógena),
contudo, os acontecimentos econômicos propiciam vidências em favor da escolha. 1968 é
o início do chamado “milagre econômico”. A crise da dívida externa se inicia em 1980,
após o segundo choque do petróleo em 1979. O Plano Collor é concebido em 1990, e esse
é também o ano em que se intensifica o processo de abertura comercial. A
Fig. 3.1 mostra
as séries
TL
PP (obtida pela tendência linear) e PIB real, nas formas logarítmica e escalar.
Figura 3.1 – PP estimado como uma tendência linear com quebras estruturais (
TL
PP ).
1.6
2.0
2.4
2.8
3.2
3.6
4.0
4.4
4.8
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Ln(Y Real) Ln(Y Potencial)
0
20
40
60
80
100
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Y Real Y Potencial
13
PIB real. Série obtida no site http://www.ipeadata.org.br.
14
Almonacid e Scrimini (1999) adotaram procedimento semelhante como forma de se obter a proxy do
produto potencial, contudo, eles não consideraram a possibilidade de a série apresentar quebra estrutural
na sua tendência.
75
A outra série adotada como proxy do PP foi a tendência do logaritmo da série do PIB
estimada pelo filtro HP (Hodrick-Prescott Filter). A Fig. 3.2 mostra os gráficos das séries
HP
PP (obtida pelo filtro HP) e PIB real, também nas formas logarítmica e escalar.
Figura 3.2 – PP estimado pelo Filtro HP (
HP
PP ).
1.6
2.0
2.4
2.8
3.2
3.6
4.0
4.4
4.8
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Ln(Y Real) Ln(Y potencial 2)
0
20
40
60
80
100
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Y Real Y Potencial 2
Por fim, já com as proxies PP estimadas (
TL
PP e
HP
PP ), as séries representativas de
Y
foram encontradas dividindo a série do PIB efetivo (PIB
2006
= 100) pela série
TL
PP ou
HP
PP . As composições resultantes foram denominadas
1ybr
e
2ybr
, respectivamente, e
estão apresentadas na
Fig. 3.3.
Figura 3.3 – Séries representativas da taxa de ocupação da capacidade produtiva
instalada (
1ybr e 2ybr ).
0.92
0.96
1.00
1.04
1.08
1.12
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
ybr1
0.90
0.95
1.00
1.05
1.10
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
ybr2
76
3.2.4 – Séries do nível externo de atividade econômica (
*
Y
)
A terceira (e última) variável explicativa é o nível externo de atividade econômica. Duas
opções foram testadas: a primeira é a taxa de crescimento do PIB dos Estados Unidos
(
tyeua ); a segunda é a taxa de crescimento do PIB mundial
15
(tymun), calculado pela
OMC (Organização Mundial do Comércio). A
Fig. 3.4 mostra essas séries.
Figura 3.4 – Séries das taxas de crescimento do PIB americano e do PIB mundial
(tyeua e tymun ).
-4
-2
0
2
4
6
8
10
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
tyeua
0
1
2
3
4
5
6
7
8
9
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
tymun
Cogitou-se, ainda, a inclusão de uma quarta variável na matriz de regressores do
sbca: os
termos de troca (tt ), o que implicaria considerar a ambigüidade da relação tt -
sbca.
Conforme se observou anteriormente, uma queda nos tt , decorrente de uma desvalorização
cambial, tenderia a induzir o aumento no
sbca
16
, constituindo, portanto, movimentos
inversos entre as duas séries. No entanto, uma mudança nos tt também pode decorrer de
um choque externo, positivo ou negativo, mas, nesse caso, a relação entre as duas variáveis
se dá na forma direta. Os seguidos aumentos de preço do petróleo no mercado
internacional na década de 70, por exemplo, deterioraram os tt brasileiros e provocaram
efeitos negativos na sua balança comercial. Por sua vez, em tempos recentes, o contínuo e
extraordinário crescimento de alguns países asiático, sobretudo da China, tem ensejado
crescimento na demanda por commodities em geral. Com isso, países produtores de bens
dessa categoria, como o Brasil, viram-se agraciados com a valiosa combinação de aumento
15
Site http://www.wto.org.
16
“Essa queda significa que a exportação doméstica tem um ganho em competitividade internacional no
sentido de ter seu preço barateado” (Zini Jr., 1995, p. 47).
77
de preço e quantum das suas exportações. O aumento nos tt seria, então, favorável ao
crescimento do
sbca nessa situação.
Essa ambivalência constitui um obstáculo à inclusão da variável na matriz de regressores
do
sbca, já que o efeito dos tt sobre o sbca não poderia ser intuído a priori. Ainda assim,
não fosse uma outra impropriedade de se ter tt como variável explicativa, esta de caráter
inexorável, poder-se-ia investir em uma solução para a questão. O problema consiste no
fato de a variável tt ser, na verdade, parte da própria variável a se explicar. Como pode ser
verificado na identidade (I.1), os preços das exportações e importações (componentes dos
tt) são parcelas do sbca. Portando, em uma hipotética regressão, ainda que estatisticamente
a variável tt se apresente relevante para explicar o sbca, a relação, do ponto de vista
econômico, seria, na melhor das hipóteses, trivial.
3.4 – Testes de raiz unitária
O objetivo dessa subseção é recorrer aos testes de raiz unitária para inferir sobre o
verdadeiro processo de geração dos dados (PGD) de cada série e, com isso, avaliar se é
possível tomá-las como estacionárias.
Inicialmente, os testes foram realizados nas primeiras diferenças das séries. Isso porque, se
a série tem mais do que uma raiz unitária, o teste realizado com a série em nível pode
resultar em falsa rejeição da hipótese H
0
(presença de raiz unitária). Neste caso, contudo,
houve fortes evidências em favor da rejeição da hipótese nula (testes DFA e PP) para todas
as séries analisadas em primeira diferença. Não foi possível aceitar, portanto, a presença de
duas raízes unitárias em todas as séries.
Em seguida, os testes DFA, PP e KPSS foram aplicados nas séries em nível. Os resultados
estão apresentados na
Tab. A.1. Rejeitou-se, sumariamente, a hipótese de raiz unitária nas
séries em que as três metodologias de teste apontavam nesse sentido ao nível de
significância de 5%. Com efeito, a hipótese nula foi rejeitada para as séries as sbca, ybr1,
ybr2, tyeua e tymun. Em geral, os testes apresentaram resultados conflitantes entre si em
relação às séries dos PR. Contudo, a análise visual dos seus percursos (
Fig. A.1) sugere ao
menos uma quebra estrutural nas suas tendências, de forma que todas essas séries foram
78
submetidas a novos testes de raiz unitária, que contemplem a possibilidade de a série
apresentar mudança estrutural.
Sobre as séries dos PR, foi, então, aplicado o teste de Perron (1989), tomando 1981 como o
ano da quebra estrutural. A escolha do ano, feita a partir da observação dos gráficos da
série (
Fig. A.1), encontra respaldo histórico nas seguidas desvalorizações cambiais
concebidas com o intuito de responder aos recorrentes e substanciais déficits em transações
correntes desencadeados pela duplicação do preço do petróleo em 1979. A
Fig. A.2 mostra
as tendências determinísticas das séries dos PR com uma quebra estrutural em 1981 –
tomadas como o resultado da regressão das séries sobre os termos determinísticos – e as
séries dos termos de resíduos, que equivalem às séries originais expurgadas das parcelas
determinísticas. Os resultados dos testes – realizados de acordo com as equações (2.15) e
(2.17), Modelos A e C, respectivamente – podem ser vistos na
Tab. A.2. Para as séries
compostas exclusivamente com os índices de preços, (3.3), a hipótese nula não pôde ser
aceita mesmo a 1% de significância para os dois modelos. Para as demais séries, ao nível
de significância de 5%,
0
H somente não pôde ser rejeitado para as séries tcr2a0 e tcr2a2,
de acordo com o Modelo A. Para o Modelo C,
0
H somente não pôde ser rejeitada para a
série tcr2a0, ainda que a 1% de significância. Em suma, considerando os dois modelos e ao
nível de significância de 5%, a hipótese
0
H não pôde ser rejeitada apenas para tcr2a0.
Com efeito, todas as séries, exclusive a série tcr2a0, foram avaliadas em um modelo que
considera a possibilidade de se ter uma mudança estrutural em 1981 (de nível e de
inclinação) no termo de tendência da regressão. Os resultados estão apresentados na
Tab.
A.4 e na Fig. A.5.
Por ultimo, o teste LM de Lee e Strazicich (2002) foi aplicado nas séries de PR. Para tanto,
recorreu-se à rotina computacional (programa Gauss) concebida e disponibilizada pelos
autores. A escolha do modelo apropriado a cada série (A ou C), assim como as datas de
quebra estrutural e o número de termos defasados (k), foram encontrados pela rotina, de
acordo com os critérios estatisticamente definidos no artigo e reproduzidos aqui no item
2.3.2.2. As
Figs. A.3 e A.4 mostram, respectivamente, as tendências determinísticas com
duas quebras estruturais com datas estabelecidas exógena e endogenamente, e a
Tab. A.3,
os resultados do teste. As séries formadas conforme (3.2) apresentaram resultados em favor
da não aceitação de H
0
, mesmo ao nível de significância de 1%, com quebras na tendência
79
em datas determinadas das duas formas. Ao nível de 5% de significância, a não aceitação
de
0
H somente foi possível para as séries 21atcr e 22atcr , na forma exógena, e para
01atcr e 21atcr , na forma endógena Para as demais situações, não foi possível rejeitar H
0
ao nível de 5%.
Ressalte-se que os valores críticos tabulados por Lee e Strazicich (2002, p. 19-20),
utilizados na inferência, foram concebidos para amostras de 100 observações. Contudo, as
séries usadas neste capítulo têm entre 57 e 60 observações, o que estatisticamente
demandaria valores críticos mais rigorosos. A solução adotada inicialmente, então, foi
assumir nível de significância de 1% para a não aceitação de H
0
, contrastando com o
procedimento usual, que é o de se rejeitar H
0
ao nível de 5%. Contudo, em face da
relevância de se avaliar comparativamente as séries dos PR, as séries
21atcr
e
22atcr
foram (com ressalva) testadas nas equações em que os pontos de quebra estrutural são
estabelecidos de forma exógena (
Tab. A.5 e Fig. A.6), e as séries 01atcr e 21atcr , nos
modelos endógenos (
Tab. A.6 e Fig. A.7).
Em todos os testes de raiz unitária realizados neste trabalho, o número máximo de termos
defasados (k
max
) foi estabelecido igual a 10. Conforme ressalta Perron (1997, p. 370), o
valor de k
max
é muitas vezes definido de forma arbitraria em testes da espécie. Neste caso, a
escolha é a mesma de Perron (1989 e 1997) na realização de testes envolvendo séries com
números de observação aproximados aos das séries usadas no estudo
17
.
3.5 – Resultados obtidos com a estimação do modelo
O método de estimação adotado neste estudo é o das variáveis instrumentais. A decisão
deveu-se a duas particularidades das séries utilizadas nas regressões. Primeiramente, as
séries dos PR e do
Y
são na verdade substitutas (proxies) das variáveis que se pretendeu
representar (ver item 3.1), o que aponta em direção à escolha. A segunda particularidade é
que, conforme visto, a hipótese de raiz unitária foi rejeitada para a quase totalidade das
séries, propiciando a utilização do método.
17
Em Figueirêdo (2002, p. 8), o valor de k
max
foi obtido, a partir do método de Schwert (1989), que consiste
na equação
))100/(12int(
4/1
max
nk = . Neste caso, o valor de k
max
também seria igual 10.
80
Três modelos econométricos foram testados, compostos pelas três variáveis explicativas
apresentadas (PR,
Y
,
*
Y
) e alguns termos determinísticos. As séries formadas pelos
valores defasadas das proxies dos PR e do
Y
foram utilizadas como instrumentos. Como
regra geral, assumiu-se que os termos de tendência linear incluídos nas regressões sofreram
mudanças estruturais nas mesmas datas consideradas nos testes de raiz unitária com quebra
estrutural aos quais foram submetidas as séries dos PR.
Contudo, como ao todo são possíveis 156 equações distintas (combinando os 3 modelos, as
13 séries dos PR, as duas séries do
Y
e as duas séries do
*
Y
), alguns critérios de filtragem
foram adotados. Primeiramente, as séries alternativas dos PR somente foram avaliadas em
um modelo quando a hipótese nula pôde ser rejeitada no teste equivalente de raiz unitária.
Segundo, inicialmente, as séries ybr1 e tyeua foram escolhidas como representantes dos
Y
e
*
Y
, respectivamente, nos três modelos. Em seguida, todas as séries dos PR, não
excluídas pelo primeiro filtro, foram alternadamente avaliadas. Por fim, as séries dos PR
que apresentaram os resultados mais robustos em cada modelo (como regra geral,
estatística F mais significativa) foram novamente avaliadas em com as séries ybr2 e tymun
(substituindo ybr1 e tyeua, respectivamente).
Em regressões preliminares, as séries dos resíduos apresentaram, em três ocasiões (1951,
1952 e 1974), resultados substancialmente discrepantes do conjunto, sugerindo a existência
de eventos circunstanciais não captados pelas variáveis explicativas do modelo. As
discrepâncias observadas em 1951 e 1952 podem ser explicadas pelo extraordinário
volume de importação de bens de capital – ocorrido graças ao relaxamento do sistema de
concessão de licença para importar, propiciado pelo governo Vargas – e pela queda na
exportação do algodão (segundo produto brasileiro da pauta de exportação da época). A
discrepância de 1974 pode ser explicada pelo mega aumento do preço internacional do
petróleo (quadruplicou) ocorrida no final de 1973. Para captar os efeitos desses eventos,
foram incluídas variáveis dummies de pulso (outline) em todos os modelos, nessas datas.
Por conseguinte, o primeiro modelo, considerando a possibilidade de se ter quebra
estrutural apenas em 1981, assume a seguinte forma:
ttttt
eDTDDDDYYIPTsbca ++++++++++=
1514743522511
*
43210
δδδδδβββββ
81
em que
745251
,, DDD = 1 se 1974,1952,1951=t , e 0 de outra forma;
1
1
=D
se 1981>t ,
e 0 de outra forma; e
tDT =
1
se t > 1981, e 0 de outra forma.
A
Tab. A.4 e a Fig. A.5 apresentam os resultados das regressões. Em todas as equações as
séries dos PR foram as mais significativas. Entre essas, as séries construídas conforme
(3.2) apresentaram resultados mais robustos (estatísticas t e F mais significativas). A
Equação 4, que tem ipd09 como alternativa para os PR, apresentou estatística F mais
significativa (
68.951=F ), sugerindo que uma defasagem média de 9 meses melhor
representa o espaço temporal dos efeitos dos PR sobre o sbca quando apenas uma quebra
estrutural é considerada. A
Fig. 3.5 apresenta o gráfico dos resíduos da Equação 4.
Figura 3.5 – Resultado da Equação 04, Tab. A.4
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
1950 1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
Resíduo Efetivo Estimado
Método das Variáveis Instrumentais:
mudança na tendência em 1981.
- Séries Explanatórias: ipd09, ybr1, tyeua -
O segundo modelo, considerando a possibilidade de se ter quebra estrutural em 1980 e
1994, é representado pela equação
ttttttt
eDTDDTDDDDYYIPTsbca ++++++++++++=
27261514743522511
*
43210
δδδδδδδβββββ
em que
745251
,, DDD = 1 se 1974,1952,1951=t , e 0 de outra forma; 1,
21
=DD se
1994,1980>t
, e 0 de outra forma; e tDTDT
=
21
, se
1994,1980>t
, e 0 de outra forma.
82
A Tab. A.5 apresenta os resultados das regressões. Novamente, as equações das séries dos
PR foram as mais significativas. A presença de apenas duas série não construída conforme
(3.2 limita uma analise comparativa a respeito do processo de construção das séries dos
PR. As Equação (18) e (19), que tem ipd18 e ipd24, respectivamente, como alternativa
para os PR, apresentaram estatísticas F mais significativas, constituindo evidências que a
defasagem média entre os PR e os seus efeitos sobre o sbca passou a ser de 18 a 24meses
quando foi incluída uma quebra na tendência em 1994. A
Fig. 3.6 mostra o gráfico dos
resíduos da regressão (18).
Figura 3.6 – Resultado da regressão (18), Tab. A.5
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
1950 1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
Resíduo Efetivo Estimado
Método das Variáveis Instrumentais:
mudanças na tendência em 1980 e 1994.
- Séries Explanatórias: ipd18, ybr1, tyeua -
A ilustração gráfica da Equação (18) acima mostra que houve redução na variância dos
resíduos a partir de 1990, indicando que esse período é mais bem explicado pelo modelo
do que o período anterior. Isso, de certa forma, depõe em favor da utilidade do modelo
com instrumento de previsões de sbca futuros.
O terceiro modelo, considerando a possibilidade de se ter duas quebras estruturais com
datas determinadas endogenamente (ver datas na Tab. A.3), é representado pela equação
ttttttt
eDTDDTDDDDYYIPTsbca ++++++++++++=
27261514743522511
*
43210
δδδδδδδβββββ
83
em que
745251
,, DDD = 1 se 1974,1952,1951=t , e 0 de outra forma;
1,
21
=DD
se
21
,
BB
TTt > , e 0 de outra forma; e tDTDT
=
21
, se
21
,
BB
TTt > , e 0 de outra forma.
A
Tab. A.6 apresenta os resultados das regressões. Novamente, as equações das séries dos
PR foram as mais significativas. A equação (27), que tem ipd18 como alternativa para os
PR, apresentou estatística F mais significativa, voltando a sugerir que uma defasagem
média de 18 meses melhor representa o espaço temporal dos efeitos dos PR sobre o sbca
quando uma segunda quebra estrutural na tendência é considerara. A
Fig. 3.7 mostra o
gráfico dos resíduos da regressão (27).
Figura 3.7 – Resultado da regressão (27), Tab. A.6
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
1950 1955 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005
Resíduo Efetivo Estimado
Método das Variáveis Instrumentais:
mudanças na tendência em 1980 e 1993.
- Séries Explanatórias: ipd18, ybr1, tyeua -
Para que a análise comparativa fosse feita também entre as séries dos
Y
e
*
Y
,
as séries
ybr2 e tymun substituíram, alternadamente, as séries ybr1 e tyeua nas equações (4), (17) e
(22). Como pode ser visto na Tab. A.7, as 9 equações mostraram-se também robustas,
embora seja possível perceber que as opções em que as séries ybr1 e tyeua (neste caso
apenas marginalmente) foram as escolhidas produziram resultados mais significativos
(tomando as estatísticas t e F como referências).
84
Entre todas, a Equação 19 apresentou estatísticas F (= 87,852) e
2
R
(=94,1) mais
significativas
18
. Por isso, optou-se pela sua reprodução abaixo para que se procedam
algumas inferências sobre os parâmetros da equação.
tttt
t
tttt
eDTDDT
DDDtyeuaybripdTsbca
++−+
−
−
−
+
−+−=
221
745251
51.374.18446.0
15.2194.4687.3880.1133.12404.194.03.68
(3.6)
Lembrando: os valores das observações do sbca foram atualizados monetariamente e
normalizados pelo PIB de 2006; o ipd00
2006
= 100 (ou ipd24
2006
= 102,26); (ybr1 = 100)
significa ocupação plena da capacidade produtiva instalada; e tyeua é a taxa de
crescimento anual do PIB americano. Com base na equação (3.6), então, é possível intuir o
seguinte:
a)
o parâmetro –0,94 da variável T sugere que houve uma tendência anual de
deterioração no sbca equivalente a US$0,94 bilhão até 1980, provocada por eventos
não captados pelas variáveis explicativas do modelo;
b)
o parâmetro 1,04 da variável ipd24 sugere que, em média, para cada aumento de 1
ponto do índice de PR há um acréscimo de US$1,04 bilhão no sbca;
c)
o parâmetro –1,33 da variável ybr1 sugere que, em média, para cada ponto
percentual de ocupação da capacidade produtiva instalada resulta em uma redução
de US$1,33 bilhão no sbca;
d)
o parâmetro 1,80 da variável tyeua sugere que para cada ponto percentual de
crescimento do PIB americano há um efeito positivo de US$1,80 bilhão no sbca;
e)
os parâmetros –38,83, –46,94 e –21,15 sugerem os efeitos sobre os sbca, em
bilhões de dólares, provocados pelos eventos extraordinários ocorridos,
respectivamente, em 1951, 1952 e 1974; e
f)
os parâmetros 0,46 e 3,51 das variáveis determinísticas DT
1
e DT
2
significam que,
em 1981 e em seguida em 1995, houve uma redução, seguida de reversão, na
tendência de deterioração captada pela variável dummy T.
18
Em geral, as estatísticas F e
2
R
são redundantes, isto é, se a estatística F da equação A é mais elevada do
que a estatística F da equação B, o mesmo deve ser observado relativamente ao
2
R
.
85
A análise dos resultados dos modelos permite, ainda, intuir mudanças estruturais no padrão
de comércio internacional da economia brasileira a partir do Plano Real. Como ficou
registrado no item anterior, por exemplo, houve uma forte reversão no processo de
deterioração do sbca, decorrente de eventos que não são explicados pelas varáveis dos
modelos, o que pode, contudo, representar um aumento de competitividade relativa da
economia nacional. Os resultados sugerem, ainda, uma ampliação na defasagem dos efeitos
dos PR sobre sbca a partir de 1994, neste caso uma inferencia possível seria a ampliação
nos prazos das contratações das operações internacionais, propiciada pelo estabilidade
monetária interna.
É pertinente registrar ainda o seguinte. Conforme já visto, busca-se com este estudo
contribuir para que melhor se depreenda as relações supracircunstanciais
que envolvem o
comércio internacional. Contudo, faz-se aqui uma breve incursão sobre um tema, de
natureza circunstancial, que recorrentemente tem sido objeto de atenção (e até de
perplexidade) nas análises econômicas contemporânea do comércio exterior brasileiro. Isso
porque, espera-se que os resultados aqui encontrados, de alguma forma, possam ajudar a
dirimir o “fenômeno” que na conjuntura atual tem sido frequentemente denominado de
“paradoxo cambial”.
A denominação decorre do fato de o saldo comercial brasileiro permanecer apresentando
resultados robustos a despeito da forte apreciação da moeda nacional verificada nos
últimos anos. Com efeito, algumas análises (açodadas) têm questionado se realmente os
preços relativos são ainda relevantes para a determinação dos saldos comerciais ou
sugerido um exuberante crescimento de produtividade da economia nacional capaz de
contrapor a perda de competitividade-preço advinda do câmbio.
A luz dos resultados aqui encontrados, no entanto, não é possível rejeitar a importância dos
preços relativos da determinação dos saldos comercial (seja na configuração dos índices de
preços ao na forma do câmbio real). Além disso, os modelos em que duas quebras
estruturais são consideradas, assim como as defasagens dos efeitos PR, apresentaram, no
período pós-Plano Real (após a segunda quebra estrutural), resíduos substancialmente
reduzidos, sem que se pudesse recorrer a uma variável representativa da produtividade
nacional. Dessa forma, é possível intuir que esses modelos (na forma em que foram
estruturados) são particularmente representativos do momento contemporâneo. As
86
Equações (17), (18), (19), (27), (28), (34), (35), (36), (37), (38), (39), de fato, mostram que
os resíduos referentes aos quatro últimos anos são estatisticamente muito próximos de
zero. Isto é, os saldos comerciais desses anos foram, em boa medida, explicados pelas
equações. Não parece, portanto, apropriado se falar em paradoxo.
Todavia, ao se observar as equações que contêm as séries cambiais – Equações (08), (09),
(10), (11), (12), (20), (21), (29) e (30) – percebe-se que os resíduos são fato
substancialmente elevados nos últimos períodos da série e que esses tentem a ser maiores
quando a questão da defasagem do efeito dos PR sobre o sbca não é considerada.
Observando agora os percursos das séries dos preços relativos (
Fig. A.1), é possível notar
que somente a partir de 2005 as séries compostas conforme (3.2) apresentam seus pontos
de inflexão, e ainda assim a redução ocorre de forma pouco significativa. Mesmo em 2006,
essas séries continuam apresentando valores em um nível elevado, contribuindo, portanto,
para se explicar os saldos comerciais substanciais. Por outro lado, nas séries de câmbio
real, a inflexão ocorre já a partir de 2002, e a redução de patamar se dá de forma
acentuada, explicando o crescimento dos resíduos nas equações em que essas séries são
tomadas como proxies dos PR.
Em suma, a percepção (aparente equivocada) da existência de um paradoxo decorreria dos
seguintes motivos:
a) os preços relativos (tomados como o câmbio real) são observados isoladamente sem
que concomitantemente sejam consideradas as interferências de outras variáveis na
formação dos saldos comercias (sobretudo Y e Y*);
b) a defasagem do efeito da mudança dos preços relativos sobre o saldo comercial não é
normalmente lembrada;
c) as séries de câmbio real são incompletas enquanto proxy dos preços relativos,
sobretudo nesta etapa contemporânea, não obstante sejam altamente relevantes à sua
formação, e consequentemente para os resultados comerciais.
A
Fig. 3.8 apresentada a seguir, em que a evolução do índice de preços internos dos
commodities (exceto petróleo) é mostrada, pode ajudar a explanar a inferência contida no
item “c” acima. Percebe-se, por exemplo, que a partir de 2002 houve uma tendência de alta
87
nos preços desses bens, o que fomentou a produção e exportação desses produtos,
contribuindo consequentemente para o crescimento da balança comercial brasileira. Esse
efeito muito provavelmente foi captado pelo IPA
BR
e, por conseguinte, pelas séries dos PR
elaboradas conforme (3.2), permitindo que o efeito redutor da apreciação cambial sobre o
IPA
BR
fosse de certa forma compensado pelo crescimento dos preços dos commodities.
Contudo, esse efeito não pôde ser captado pelas séries de câmbio real compostas pelo IPC
ou, o que é ainda pior, foram captadas em sentido contrário pelas séries de câmbio real
compostas pelo IPA. Da mesma maneira, as mudanças tributárias relativas ao comércio
exterior seriam captadas pelos preços relativos, quando representados pelos índices de
preços, mas não na forma de câmbio real.
Figura 3.8 – Índice de preços internos dos commodities (exceto petróleo)
70
80
90
100
110
120
130
140
150
160
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06
Vale lembrar, todavia, que este estudo aborda o saldo comercial na sua forma agregada, o
que impossibilida que se avalie os eveitos negativos da apreciação cambial sobre a
competitividade-preço dos setores da economia local que não foram de alguma forma
beneficiados com o aumento de preço e demanda dos commodities, e que assim não
puderam mitigar o efeito cambial.
3.6 – Considerações finais sobre o capítulo
Este capítulo estimou os determinantes do saldo da balança comercial ampliada (sbca)
brasileira utilizando o método das variáveis instrumentais (VI). Três modelos
econométricos foram testados. Cada modelo foi composto por um diferente conjunto de
88
termos determinantes e três variáveis explicativas (PR,
Y
,
*
Y
). Para cada variável
explicativa, diversas séries foram, alternadamente, testadas.
A preocupação em minimizar a ocorrência de relações inconsistentes fez com que parcela
substancial do capítulo fosse dedicada à estimação do real processo de geração dos dados
das séries. De fato, essa era uma questão essencial ao estudo, pois se as séries não
pudessem ser tomadas como estacionárias, o método das VI seria impróprio, o que
determinaria a adoção de outra metodologia de estimação.
Em geral, os resultados apresentados mostraram-se robustos, constituindo evidência de que
o sbca é, em boa medida, explicado pelas variáveis PR,
Y
,
*
Y
. Com relação à
significância individual das variáveis, é possível inferir que as séries compostas apenas por
índices de preços, equação (3.2), foram mais significativas do que as tradicionais séries de
câmbio real como variáveis proxies dos PR. Também com relação aos PR, houve fortes
evidências da existência de defasagem dos seus efeitos sobre os sbca. Parece ter ocorrido,
ainda, extensão dessas defasagens a partir do Plano Real, posto as proxies que
incorporavam defasagens mais longas se mostraram mais significativas nos modelos em
que se considerou mudança estrutural também em 1994. As séries dos Y
INT
e Y
EXT
,
igualmente, mostraram-se significativas. Foi possível perceber, contudo, que as séries ybr1
e tyeua (neste caso apenas marginalmente) foram mais significativas do que as alternativas
ybr2 e tymun quando tomadas representantes, respectivamente, de Y
INT
e Y
EXT
.
89
CAPÍTULO 4 – O SBCA brasileiro: uma avaliação econométrica utilizando a
abordagem dos vetores auto-regressivos (VAR).
4.1 Introdução
Em linhas gerais, as relações causais que envolvem o SBCA, na forma abordada no
Capítulo 1, podem ser assim condensadas: um choque nos preços relativos modifica as
vantagens relativas do país (e dos seus parceiros comerciais) e, por conseguinte, o seu
resultado de comércio internacional. Em seguida, a mudança comercial altera o seu nível
de atividade econômica e seus preços relativos, estabelecendo novamente um outro
ambiente para as trocas internacionais. Nesse contexto, então, as variáveis estariam inter-
relacionadas na forma de causalidades recíprocas. A variável que é causa em um momento,
no seguinte, torna-se efeito.
No campo estatístico, a metodologia dos vetores auto-regressivos (VAR), popularizada a
partir do influente trabalho de Sims (1980), possibilita que cada variável econômica seja
tratada como endógena, quando não se é inequívoca a sua exogeneidade. Nesse caso, as
variáveis são tomadas uma a uma e representadas por equações nas quais cada variável é
explicada pelas outras nos seus valores correntes e defasados e pelos seus próprios valores
defasados. Há, portanto, uma forte identidade entre essa metodologia e a teoria econômica
estudada no que se refere à relação entre as variáveis. Ou seja, o arcabouço econométrico
VAR parece ser um instrumento econométrico mais apropriado para se aferir se de fato a
teoria ricardiana (na forma aqui compreendida) encontra corroboração empírica. Com esse
objetivo, quatro variáveis podem ser identificadas a partir da teoria estudada, a saber:
a) o saldo da balança comercial de bens e serviços (não-fatores); agregação que aqui
se denominou de saldo da balança comercial ampliada (SBCA) e que é o objeto
central deste estudo;
b) os preços relativos (PR), tomados como a relação entre os preços dos bens
comerciais e não-comerciais das duas economias envolvidas, a doméstica e a
estrangeira (resto do mundo);
90
c) a atividade econômica interna (Y), fortemente influenciada pela geração de
sobrelucro e, por atração, pelo movimento de capital; e
d) a atividade econômica externa (Y*), variável que a priori pode ser tomada como
exógena, assumindo que a economia brasileira seja pequena vis-à-vis o resto do
mundo.
Com isso, o sistema seria representado pelas três funções esquemáticas seguinte:
),...,,,...,,,...,,,...,(
**
1 nttnttnttntt
YYYYPRPRSBCASBCASBCASBCA
−−−−−
= (4.1)
),...,,,...,,,...,,,...,(
**
1 nttnttnttntt
YYYYSBCASBCAPRPRPRPR
−−−−−
= (4.2)
),...,,,...,,,...,(
**
1 nttnttntt
YYSBCASBCAYYYY
−−−−
=
(4.3)
Em síntese, as três funções condensariam o enfoque ricardiano sobre o comércio exterior,
restando, em seguida, verificar empiricamente as relações. Como será visto na seqüência,
todavia, a solução do sistema acima exige a imposição de algumas restrições. Neste caso,
as observações têm periodicidades trimestrais e abrangem os anos de 1980 a 2005.
4.2 O método dos vetores auto-regressivos (VAR)
O princípio básico do método de estimação por VAR consiste em tratar as variáveis
simetricamente, sem atribuir, inicialmente, qualquer hierarquização de tratamento referente
ao grau de endogeneidade das séries. Tomando-se um sistema de três equações composto
pelas variáveis
t
x ,
t
y e
t
z , a variável
t
x seria afetada pelos valores presentes e passados
de
y e z e pelos seus próprios valores passados;
t
y seria afetada por seus valores
passados e por
z
e
x
, também em seus valores presentes e passados; e, da mesma forma,
t
z , por
x
e y . Em suma, um sistema com três variáveis endógenas e com apenas uma
defasagem pode ser representado como segue:
xttttttt
zyxzbybbx
ε
γ
γ
γ
+
+
++−−=
−−− 113112111131210
(4.4a)
yttttttt
zyxzbxbby
ε
γ
γ
γ
+
+
++−−=
−−− 123122121232120
(4.4b)
91
zttttttt
zyxybxbbz
ε
γ
γ
γ
+
+
++−−=
−−− 133132131323130
(4.4c)
A solução do sistema requer, no entanto, algumas premissas básicas: (a) as séries
t
x ,
t
y e
t
z precisam ser estacionárias
1
; (b)
xt
ε
,
yt
ε
e
zt
ε
são distúrbios ruídos-brancos
2
com
desvios-padrão
x
σ
,
y
σ
e
z
σ
, respectivamente e não são correlacionados entre si (Enders,
1995, p. 294).
O sistema de equações na forma (4.4) é chamado de vetor auto-regressivo de primeira
ordem (por conter apenas uma defasagem) em sua forma estrutural ou primitiva. Os
parâmetros dessas equações, no entanto, não podem ser diretamente estimadas. O motivo é
que se
12
b ,
13
b ,
21
b ,
23
b ,
31
b ,
32
b são diferentes de zero, então
yt
ε
e
zt
ε
afetam indireta e
contemporaneamente
t
x ; da mesma forma,
t
y é afetado por
xt
ε
e
zt
ε
; e
t
z , por
xt
ε
e
yt
ε
.
Portanto, os distúrbios
xt
ε
,
yt
ε
e
zt
ε
estariam, dois a dois, correlacionados aos regressores
t
x ,
t
y e
t
z .
Nesse caso, a solução do problema envolve duas etapas: primeiramente estima-se o VAR
em sua forma padrão (ou reduzida); e posteriormente o VAR estrutural (SVAR) é obtido a
partir do VAR padrão, por maio da imposição de algumas restrições, conforme exposto a
seguir.
Recorrendo à álgebra matricial, o sistema estrutural (4.4) pode ser re-parametrizado em um
VAR padrão da seguinte forma:
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
+
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
+
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
=
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
zt
yt
xt
t
t
t
b
b
b
z
y
x
bb
bb
bb
ε
ε
ε
γγγ
γγγ
γγγ
333231
232221
131211
30
20
10
3231
2321
1312
1
1
1
ou na forma compacta
1
Esse não é um ponto pacífico da metodologia VAR. O próprio Sims (1980), por exemplo, posiciona-se
contrário à diferenciação, sob o argumento de que esse procedimento pode levar a se perder importantes
informações no que se refere aos co-movimentos das séries em nível.
2
Uma seqüência de distúrbios aleatórios, independentes e identicamente distribuídos (iid), com valor
esperado zero e variância
2
σ
– e
t
~ iid(0,
2
σ
).
92
ttt
wBw
ε
+Γ+Γ=
−110
(4.5)
em que
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
=
1
1
1
3231
2321
1312
bb
bb
bb
B
,
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
=
t
t
t
t
z
y
x
w
,
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
=Γ
30
20
10
0
b
b
b
,
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
=Γ
333231
232221
131211
1
γγγ
γγγ
γγγ
,
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
=
zt
yt
xt
t
ε
ε
ε
ε
Multiplicando, então, (4.5) por
1−
B
, obtém-se:
ttt
ewAAw ++=
−110
(4.6)
em que
0
1
0
Γ=
−
BA
,
1
1
1
Γ=
−
BA , e
tt
Be
ε
1−
=
As equações (4.4) podem agora ser escritas como:
xttttt
ezayaxaax ++++=
−−− 11311211110
(4.7a)
yttttt
ezayaxaay
+
+++=
−−− 12312212120
(4.7b)
zttttt
ezayaxaaz
+
+++=
−−− 13313213130
(4.7c)
Com isso, as variáveis explicativas das equações são todas pré-determinadas, e
individualmente os resíduos são serialmente não-correlacionados e com variâncias
constantes. Por conseguinte, as equações (4.7) podem ser estimadas por mínimos
quadrados ordinários (MQO).
4.2.1 Estabilidade e estacionariedade
Em uma equação auto-regressiva de primeira ordem
ttt
vaav
ε
+
+
=
−110
, a condição de
estabilidade é que
1
a seja menor que a unidade em valor absoluto. No modelo VAR, de
modo análogo, a condição de estabilidade é verificada a partir da análise da matriz
1
A
na
equação (4.6). Nesse sentido, é possível reescrever (4.6), usando uma interação recursiva, e
obter:
93
tttt
eewAAAAw ++++=
−−
)(
121010
tttt
eeAwAAAIw ++++=
−− 112
2
101
)(
em que
I
é uma matriz identidade 3 x 3.
Após
n interações,
∑
=
−−
+
−
+++++=
n
i
nt
n
t
in
t
wAeAAAAIw
0
1
1
111011
)( K
A condição de convergência, então, requer que a
n
A
1
desapareça quando n se aproxime do
infinito. Em um VAR com duas variáveis endógenas e uma defasagem – na forma
apresentada por Enders (1995) – a estabilidade do sistema requer que as inversas
das raízes
de )()1)(1(
2
21122211
LaaLaLa −−− estejam fora do círculo unitário. Para um VAR de
primeira ordem e três variáveis – na forma de (4.5) –, o seguinte determinante deve ser
igual a zero:
()
()
()
0
333231
232221
131211
=
−
−
−
λ
λ
λ
aaa
aaa
aaa
Nesse caso, a condição necessária e suficiente de estabilidades é que todas as raízes
características (
n
λ
) estejam dentro do círculo unitário. No geral, para um VAR de ordem i
e n variáveis, a condição de estabilidade requer que as
ni.
raízes do sistema estejam no
interior do círculo unitário.
4.2.2 Identificação do VAR estrutural (SVAR)
A metodologia VAR pode ser muito útil para examinar as relações entre um grupo de
varáveis econômicas sem que para isso as variáveis endógenas tenham que ser previamente
estabelecidas, na forma requerida no sistema tradicional de equações. O VAR em sua
forma padrão é particularmente apropriado quando a proposta é se fazer previsões
econômicas, posto que as variáveis explanatórias são conhecidas no presente. Há, contudo,
94
uma significativa diferença quando o objetivo é recorrer à metodologia VAR como
instrumento de análise econômica. Nesse caso, as inovações devem representar mudanças
autônomas nas variáveis endógenas, propiciando que a função impulso-resposta e a
decomposição da variância do resíduo descrevam, o mais verossimilmente possível, os
efeitos de uma inovação pura, na forma representada por
xt
ε
,
yt
ε
e
zt
ε
.
A próxima questão a ser resolvida, então, consiste em identificar os parâmetros do SVAR,
quando são conhecidos os parâmetros do VAR padrão (4.7). Especificamente, o objetivo é
encontrar os elementos da matriz primitiva B (4.5) e as variâncias das inovações
xt
ε
,
yt
ε
e
zt
ε
, ortogonais entre si, a partir dos valores estimados em (4.7).
Em um sistema de n variáveis, são n
2
os valores desconhecidos
3
. Há, entretanto, apenas
2)(
2
nn + parâmetros conhecidos e independentes obtidos na matriz de variância-
covariância dos resíduos (Σ ). Portanto, a identificação exata de um SVAR, a partir de um
VAR padrão, exige que
[
]
(
)
2/2)(
222
nnnnn −=+− restrições sejam impostas.
Uma alternativa à imposição de restrições consiste na conhecida decomposição de
Cholesky. Nesse caso, todos os elementos acima da diagonal principal da matriz B devem
ser iguais a zero, o que para um VAR com três variáveis significa 0
231312
=== bbb . Disso
resulta que a disposição das equações no sistema poderá alterar sobremaneira o resultado
do SVAR, não devendo, portanto, ser estabelecida arbitrariamente (Hamilton, 1994).
Importa, nesse momento, que a teoria econômica ampare a opção adotada, apontando a
hierarquização das variáveis segundo seus graus de endogeneidade, de forma que
primeiramente apareça a equação da variável menos endógena, e por último a da mais
endógena.
A matriz de variâncias e covariâncias de inovações do SVAR, na forma abaixo, é o ponto
de partida para a compreensão do processo de identificação.
()
∑
=
=Σ
T
t
tt
T
1
'
1
εε
ε
(4.8)
3
B possui nn −
2
elementos (lembrando que os elementos da diagonal principal são iguais à unidade), e
são n os valores
)var(
it
ε
.
95
Como
tt
Be=
ε
– equação (4.6) – e lembrando que
'''
)( BeBe
t
= , a equação (4.8) pode ser
escrita como:
()
∑
=
=Σ
T
t
tt
BeBeT
1
''
))((1
ε
E assim,
'
BBΣ=Σ
ε
(4.9)
em que Σ e
ε
Σ são respectivamente as matrizes de variância-covariância dos resíduos do
VAR padrão e do SVAR.
Para um SVAR de três variáveis, conforme (4.4), a equação (4.9) pode ser assim
descompactada:
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
=
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
100
10
1
)var()cov()cov(
)cov()var()cov(
)cov()cov()var(
1
01
001
)var(00
0)var(0
00)var(
32
3121
32313
32212
31211
3231
21
3
2
1
b
bb
eeeee
eeeee
eeeee
bb
b
ε
ε
ε
Com isso, o SVAR seria exatamente identificado.
Há ainda outras formas alternativas de se identificar um SVAR como por exemplo, a
decomposição de Blanchard e Quah (1989), empregada originalmente para decompor o
PIB entre seus componentes temporários e permanentes. Pesaran e Shin (1998) propuseram
uma função de impulso-resposta alternativa, em que a disposição das equações não
interfere no resultado do VAR. Basicamente, a metodologia consiste na aplicação de um
fator de Cholesky específico para cada variável do sistema VAR (Caiado, 2002, p. 4).
Contudo, acredita-se que a metodologia de Cholesky atenda suficientemente aos propósitos
deste estudo, o que permite que neste ponto se conclua a questão da identificação.
4.2.3 A função impulso-resposta
Com as restrições efetivadas e a matriz B conhecida, o sistema (4.4) passaria, então, a
assumir a seguinte forma:
96
xttttt
zyxbx
ε
γ
γ
γ
++++=
−−− 11311211110
(4.10a)
ytttttt
zyxxbby
ε
γ
γ
γ
+
+++−=
−−− 1231221212120
(4.10b)
zttttttt
zyxybxbbz
ε
γ
γ
γ
+
+
++−−=
−−− 133132131323130
(4.10c)
A função impulso-resposta consiste justamente no registro dos efeitos que uma inovação
pura (
xt
ε
,
yt
ε
ou
zt
ε
) provoca em cada uma das variáveis (
x
, y e z ) ao longo de p
períodos à frente. Uma inovação
xt
ε
afeta, ainda no período t, diretamente
x
– conforme
(4.10a) – e indiretamente y e z – conforme (4.10b) e (4.10c), respectivamente. Nesse
caso, o efeito sobre
t
x é igual à inovação
xt
ε
;
t
y sofre indiretamente o efeito em
decorrência da mudança em
t
x ; e
t
z é afetado em conseqüência das alterações em
t
x e
t
y .
No outro extremo, uma inovação
zt
ε
, no período t, produz apenas o efeito direto sobre
z
.
As variáveis
x
e
y
somente serão afetadas por
zt
ε
em 1
+
t . Dessa forma, por intermédio
de interações sucessivas, os efeitos de uma inovação inicial (em t) podem ser obtidos para
p períodos à frente, descrevendo dinamicamente os resultados de uma inovação sobre as
variáveis do sistema.
4.2.4 A decomposição da variância
Em linhas gerais, o papel da decomposição da variância na análise de um SVAR é inferir
sobre a importância relativa de cada inovação para as variáveis do sistema. Mais
especificamente, a decomposição da variância do erro de previsão indica a influência que
cada inovação exerce no percurso de uma seqüência. Nesse sentido, por exemplo, se a
variância do erro de previsão de
t
z não pode ser explicada por
xt
ε
, nem por
yt
ε
, em todo o
horizonte à frente, então a variável
t
z pode ser tomada como exógena. Em circunstância
oposta, se
xt
ε
e
yt
ε
explicam toda a variância do erro de previsão de
t
z , também em todo
o horizonte de tempo, então
t
z seria inteiramente endógena. Na prática, o comum é que
essa variância, no curto prazo, seja quase que totalmente explicada pelo seu próprio erro.
Em um prazo mais longo, todavia, uma inovação pouco explicaria sua própria variância
(Enders, p. 312).
97
A análise de impulso-resposta e a decomposição da variância são, portanto, importantes
instrumentos para se examinar as relações entre as variáveis. E assim como na função
impulso-resposta, o emprego da decomposição da variância requer que os resíduos
representem inovações puras (
xt
ε
,
yt
ε
e
zt
ε
). Consequentemente, o resultado da
decomposição da variância também dependerá da disposição das equações no sistema, no
momento em que a decomposição de Cholesky for aplicada para a consecução do SVAR.
4.3 Séries utilizadas no modelo VAR
Ao todo, dez séries, abrangendo observações trimestrais de 1980(1) a 2005(4), foram
avaliadas, alternativamente, na estimação. A série
sbca
em última instância compreende a
variável a ser explicada. As outras nove séries estão reunidas em três grupos de acordo
com as variáveis que representam. No primeiro grupo, três séries (
1ip , tcre e tc
r
)
constituem alternativamente (e excludentes entre si) os preços relativos (
PR
); no segundo
grupo, três séries (
uci,
1pib
e
2pib
) representam o nível interno de atividade (
INT
Y ); o
terceiro grupo é também formado por três séries (
p
ie, pibe e impm), representando
proxies do nível externo de atividade (
EXT
Y ). Além disso, algumas séries foram tomadas na
forma de taxa de evolução. Na seqüência, procede-se preliminarmente a
apresentação/análise dessas séries, assim como a descrição dos procedimentos de suas
composições.
4.3.1 – Série do saldo da balança comercial ampliada (sbca )
Inicialmente, a série do SBCA foi obtida somando as rubricas “Balança comercial (FOB)”
e “Serviços” (serviços não-fatores), exclusive a rubrica “
Royalties e licenças”
4
, do Balanço
de pagamentos brasileiro, divulgado pelo BCB
5
em dólares americanos (US$). Como a
série abrange um período longo (1980-2005), o
SBCA foi corrigido concomitantemente
por dois índices, passando a série resultante a ser grafada
sbca
. Na primeira correção, de
natureza monetária, os valores foram “deflacionados” para o quarto trimestre de 2005
4
A exclusão se deve ao entendimento de que essa conta é na verdade a remuneração de capital intelectual,
e, portanto, o mais apropriado seria a sua inclusão na rubrica “Rendas”, ao menos no contexto deste
trabalho.
5
Banco Central do Brasil, site: www.bcb.com.br.
98
(última observação da série), pelo equivalente americano do índice de preços do atacado
6
.
A escolha do índice se deve à estreita relação entre os preços dos bens no atacado e os
preços dos chamados bens
tradables (bens transacionáveis internacionalmente)
7
. A
segunda correção se deu pelo índice de evolução do PIB real brasileiro, tendo o mesmo
período como base.
Com isso, além de se ter valores de períodos distintos comparáveis entre si, objetivou-se
evitar prováveis problemas de heteroscedasticidade nas séries dos resíduos. Posto que a
série original (
SBCA) é o resultado da diferença de duas séries (exportações e
importações) que apresentam padrão geométrico de progressão. De outra forma, o seu
comportamento não poderia ser corretamente explicado por variáveis que não tenham a
mesma natureza evolutiva, ainda que componentes (lineares) de tendência fossem
incorporados ao modelo
8
. A Fig. 4.1 mostra a série
sbca
. Uma análise visual sugere a
existência de pelo menos uma quebra estrutural no meio da década de 1990 e a existência
de uma acentuada depressão em 1986. Na seqüência do trabalho, será verificado se de fato
essas percepções preliminares podem ser estatisticamente confirmadas.
Figura 4.1 – Série SBCA normalizado pelo PIB brasileiro e pelo PPI americano (sbca)
-12000
-8000
-4000
0
4000
8000
12000
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
6
Producer Price Index (PPI) - Series Id: WPUSOP3000, U.S. Bureau of Labor Statistics.
7
A classificação dos bens que compõem a balança comercial ampliada como tradables é tautológica.
8
A opção mais comum de se tomar o logaritmo da série não se aplica a esse caso, já que a série apresenta
observações de valor negativo.
99
4.3.2 – Séries dos Preços Relativos (PR)
O princípio adotado na elaboração das séries representativas dos PR busca refletir,
conforme anteriormente ressaltado, a relação entre os preços dos bens comerciáveis e não-
comerciáveis (
tradables e non-tradables).
**
NTT
NTT
PP
PP
PR =
ou
*
*
NTNT
TT
PP
PP
(4.11)
em que
T
P e
NT
P são, respectivamente, os preços dos tradables e non-tradables, e
*
T
P e
*
NT
P , os preços dos seus equivalentes internacionais. Essa concepção parece já ter sido aqui
suficientemente discutida (Capítulo 1) e justificada (Capítulo 3). Por isso, limitar-se-á, em
seguida, à exposição do processo de formação das três
proxies (1ip , 1tcre e tc
r
).
a) A série 1ip
A composição do 1ip é uma relação entre os índices de preços domésticos do atacado
(
BR
IPA ) e ao consumidor (
BR
IPC ) e seus equivalentes no resto do mundo (
MUN
IPA e
MUN
IPC ). A idéia é que cada IPA seja a proxy do hipotético índice de preços dos bens
tradables nas suas respectivas economias, enquanto os IPCs representem os bens non-
tradables
. Em suma, tomando (4.11), PR assume a seguinte forma:
MUNMUN
BRBR
IPCIPA
IPCIPA
ipPR =
)1( ou
MUNBR
MUNBR
IPCIPC
IPAIPA
(4.12)
Para as séries
IPA
BR
, utilizou-se o Índice de Preços por Atacado da FGV (IPA-DI - Total -
Média Geral - série nº 161570); para
IPC
BR
, o Índice de Preços ao Consumidor para o Rio
de Janeiro da FGV (IPC-RJ - Média Geral - série nº 161759). As séries
MUN
IPA e
MUN
IPC
foram elaboradas a partir das séries equivalentes de 18 países
9
da OCDE (94% do PIB da
9
Países: Alemanha, Austrália, Áustria, Bélgica, Canadá, Coréia, Dinamarca, Espanha, Estados Unidos,
Finlândia, França, Itália, Japão, México, Noruega, Países Baixos, Reino Unido e Suécia. A
indisponibilidade de séries de IPA e IPC de outros países, contemplando todo o período estudado, acabou
sendo o elemento limitador para que se tivesse um rol de países mais extenso, e, com isso, uma série final
mais representativa do “resto do mundo”, conforme se pretendeu. Nesse sentido, lamenta-se, sobretudo, a
ausência das séries de países como China, Índia e Rússia, eminentes componentes do comércio
internacional atual.
100
OCDE), ponderando os índices pelos PIBs dos países a preços constantes (2004). Por fim,
os valores encontrados foram normalizados: 2005(4) = 100.
b) A série tcre
A séria da
tcre (taxa de câmbio real efetiva) foi utilizada na forma diretamente
disponibilizada pelo Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA,
www.ipeadat.gov.br
). A metodologia adotada consistiu em dividir a taxa de câmbio
nominal pelo INPC do IBGE (média 2000 = 100) e multiplicá-la “pela média ponderada do
índice de paridade do poder de compra dos 16 maiores parceiros comerciais do Brasil”.
c) A série tc
r
A série tc
r
representa a taxa de câmbio real em sua forma mais usual. A série foi
elaborada multiplicando-se a taxa de câmbio nominal para o dólar americano (R$/US$)
pelo equivalente americano do índice de preços ao consumidor e dividindo-se o resultado
pelo IPC brasileiro. As fontes originais foram as seguintes: IPEA para a taxa de câmbio
nominal; Fundação Getúlio Vargas (FGV), para o IPC brasileiro; e
U.S. Department of
Labor: Bureau of Labor Statistics
, para o “IPC americano”
10
. A série reflete, portanto, a
competitividade-preço brasileira relativamente à economia americana.
Nas três
proxies, como as séries apresentavam observações mensais, os valores trimestrais
foram inicialmente obtidos encontrando a média geométrica dos três índices dos meses do
trimestre.
Figura 4.2 – Séries representativas dos preços relativos (
PR
)
60
70
80
90
100
110
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
ip1
60
80
100
120
140
160
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
tcre1
40
80
120
160
200
240
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
tcr
10
Consumer Price Index (CPI).
101
A Fig. 4.2 apresenta as três séries representativas dos preços relativos. É possível notar que
as séries descrevem caminhos bastante distintos, ainda que se percebam tendências
semelhantes em determinados períodos, a exemplo da forma de vale observada a partir da
implantação do Plano Real até a mudança de regime cambial ocorrida no início de 1999.
4.3.3 – Séries do nível interno de atividade (
Y
)
Foram três as séries avaliadas como proxies do
Y
: uci,
1pib
e
2pib
. a) A uci é a taxa
(%) de utilização da capacidade instalada da indústria brasileira. A série foi calculada pela
FGV/Conjuntura Econômica e obtida em www.ipeadata.gov.br
. b) A série
1pib
é o
produto interno bruto brasileiro a preços de mercado: índice encadeado e com ajuste
sazonal (média 1990 = 100). A fonte primária foi o Instituto Brasileiro de Geografia e
Estatística (IBGE). c) A série
2pib
representa o PIB do setor industrial brasileiro – índice
encadeado com ajuste sazonal (média 1990=100), também disponibilizado pelo IBGE.
Figura 4.3 – Séries representativas do nível interno de atividade (
Y
)
60
65
70
75
80
85
90
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
uci
70
80
90
100
110
120
130
140
150
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
pib1
80
90
100
110
120
130
140
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
pib2
As três séries representativas de
Y
podem ser observadas na Fig. 4.3. É possível perceber
uma tendência comum às duas últimas séries ( 1
pib e 2pib ), diferentemente da série uci,
que apresenta um padrão substancialmente dessemelhante das outras. Esse fato se deve,
sobretudo, ao processo de formação das sérias. A primeira série é a relação entre duas
variáveis (produto observado e produto potencial), enquanto as duas últimas expressam
índices acumulativos, que, portanto, tendem a crescer com o tempo. Por isso, as duas
ultimas séries foram também avaliadas em suas taxas de evolução (ou crescimento),
denominadas 1
cpib e 2cpib , na forma apresentada na Fig. 4.4.
102
Figura 4.4 – Séries representativas da evolução do nível interno de atividade
60
65
70
75
80
85
90
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
uci
-8
-6
-4
-2
0
2
4
6
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
cpib1
-16
-12
-8
-4
0
4
8
12
16
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
cpib2
A Fig. 4.4 apresenta, então, as séries 1cpib e 2cpib , assim como, novamente, a séria uci,
para a melhor percepção visual do conjunto. Dessa forma, é possível observar alguns
pontos comuns às séries. Primeiramente, percebe-se a significativa redução da variância
das séries a partir da segunda metade da década de 1990 (momento que se segue ao Plano
Real). Por outro lado, a variância é maior ao longo do intervalo das sucessivas e
malogradas tentativas de estabilização monetária inaugurada pelo Plano Cruzado. Pode-se
ainda notar que nas três séries o período imediatamente após a implantação do Plano
Collor, 1990(2), aparece como a depressão mais acentuada.
4.3.4 – Séries do nível externo de atividade (
*
Y
)
As séries pibe,
p
ie e impm são proxies do nível externo de atividade (
*
Y
). pibe é a
série do produto interno bruto dos países industrializados (18 principais países da OCDE);
p
ie é a série da produção industrial dos países industrializados; e impmé a série das
importações mundiais. Para as três séries, a fonte primária foi o Fundo Monetário
Internacional –
International Financial Statistics, International Monetary Fund (IFS/IMF)
http://imfstatistics.org/imf
.
As três séries estão representadas na
Fig. 4.5. Assim como nas duas últimas séries
mostradas na
Fig. 4.3, e pelas mesmas razões, as séries pibe,
p
ie e impm apresentam
componentes de tendência. Nas duas primeiras séries, contudo, essa tendência parece
apresentar-se na forma linear, enquanto um comportamento geométrico mais
apropriadamente a descreveria na última série, indicando que ao longo do período
abordado houve um crescimento do comércio mundial superior ao crescimento do produto.
103
Percebe-se, ainda, um forte componente sazonal na
p
ie, sugerindo que a sazonalidade na
indústria é maior do que em outros setores.
Figura 4.5 – Séries representativas do nível externo de atividade (
*
Y
)
50
60
70
80
90
100
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
pibe
50
60
70
80
90
100
110
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
pie
0
500
1000
1500
2000
2500
3000
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
impm
Figura 4.6 – Séries representativas da evolução do nível externo de atividade (
*
Y
)
-1.2
-0.8
-0.4
0.0
0.4
0.8
1.2
1.6
2.0
2.4
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
cpibe
-8
-4
0
4
8
12
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
cpie
-12
-8
-4
0
4
8
12
16
80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04
cimpm
A
Fig. 4.6 mostra as evoluções das séries cpibe , cpie e cimpm . A série cpie parece
apresentar um padrão heteroscedástico, com a redução da variância ao longo do tempo. A
existência de auto-correlação serial (delineado por um percurso senoidal) parece ser a
característica mais notória nas duas outras séries,
cpibe e cimpm .
4.4 Testes de raiz unitária aplicados às séries
A questão da necessidade de se ter ou não séries estacionárias em um modelo VAR é tema
controverso na literatura econométrica. Sims (1980) e Doan (1992), por exemplo, se
posicionam adversos à diferenciação das séries utilizadas na modelagem VAR, ainda que
essas apresentem indicativos de presença de raiz unitária. Eles argumentam que o objetivo
da análise VAR é determinar as inter-relações entre as variáveis, não os parâmetros
104
estimados. Dessa forma, a diferenciação poderia descartar importantes informações
referentes à correlação entre as variáveis (Enders, p. 301). Além disso, de acordo com
Hendry e Krolzig (2001), que se respaldaram nos estudos de Sims, Stock e Watson (1990),
a autocorrelação dos resíduos, proveniente do uso de séries não-estacionárias na estimação,
tenderia a ser mitigada com a presença dos termos defasados das variáveis, procedimento
intrínseco à modelagem VAR. Nesse contexto, então, a depreensão de que uma série
apresenta raiz unitária não constitui, por si só, impedimento à sua inclusão (mesmo em
nível) na estimação por VAR. Por conseguinte, a aplicação de testes de raiz unitária às
séries empregadas neste capitulo perde o caráter peremptório do capítulo anterior, muito
embora permaneça relevante à própria modelagem, já que a obtenção de um sistema VAR
estável tende a ser dificultada mediante a presença de séries não-estacionárias. Com esse
propósito, então, procedeu-se à análise univariada das séries.
Os testes foram inicialmente realizados nas primeiras diferenças das séries, procedimento
já adotado no capítulo anterior. A justificativa é que o teste realizado com a série em nível
pode resultar em falsa rejeição da hipótese
H
0
(presença de raiz unitária) se a série tem
mais de uma raiz unitária. Nesse caso também, houve fortes evidências em favor da
rejeição da hipótese nula (testes DFA e PP) para todas as séries analisadas em primeira
diferença. A hipótese da presença de duas raízes unitárias foi, portanto, rejeitada para a
totalidade das séries.
Em seguida, os testes DFA, PP e KPSS foram aplicados nas séries em nível e, em alguns
casos, em suas taxas de evolução. Os resultados estão apresentados na
Tab. A.8. Rejeitou-
se, em caráter definitivo, a hipótese de raiz unitária para as séries em que as três
metodologias de teste apontavam nesse sentido ao nível de significância de 5%. Com
efeito, a hipótese nula foi rejeitada para as séries
uci, cpib1, cpib2, pie, cpibe, cpie e
cimpm. Em geral, os testes apresentaram resultados divergentes entre si em relação às
séries dos
PR, exceto para a série tcr, em que as três metodologias sugerem a presença de
raiz unitária
.
Contudo, a análise visual das séries remanescentes sugere a existência de quebra estrutural
nas suas tendências (
Figuras 4.1 e 4.2). Com isso, essas séries foram submetidas a um
novo teste de raiz unitária: o teste LM de Lee e Strazicich (2002), no qual a existência de
raiz unitária na presença de quebra estrutural é considerada na avaliação. Para isso,
105
recorreu-se à rotina computacional concebida e disponibilizada pelos autores (ambientada
para o programa Gauss). A escolha do modelo apropriado à série (A ou C), assim como as
datas de quebra estrutural e o número de termos defasados (
k), foram encontrados pela
rotina, de acordo com os critérios estatisticamente definidos no artigo e compilados aqui
em 2.3.2.2.
As séries
pib1, pib2, pibe, pie e impm foram submetidas ao teste na forma logarítmica,
tendo em vista a natureza dos seus processos de geração de dados. As séries transformadas
passaram, então, a serem denominadas
lpib1, lpib2, lpibe, lpie e limpm, respectivamente. A
Tab. A.9 apresenta os resultados encontrados nos teste. Ao nível de 5%, somente se pôde
rejeitar
H
0
para as séries lpib2 e lpibe, quando os valores críticos referenciais são para
testes endógenos (Lee e Strazicich, 2002, p.20). Todavia, quando se tem como referência
os valores para testes exógenos (p. 19), é possível rejeitar
H
0
, mesmo ao nível de 1%, para
todas as séries (exclusive para
ip1, em que H
0
somente é rejeitada ao nível de 5%).
Por conseguinte, concluiu-se que não é possível assegurar que todas as séries sejam
estacionárias. A estratégia doravante adotada, então, consistiu em minimizar os riscos de
não se ter um sistema VAR estável, sem, contudo, permitir o desvio do referencial teórico.
Nesse sentido, as séries
pib1, pib2, pibe, pie e impm foram avaliadas nas suas taxas de
evolução (crescimento), conforme apresentadas nas
Figuras 4.4 e 4.3. Forram mantidas,
todavia, em nível a série
sbca e as séries dos preços relativos (ip1, tcre e tcr), ainda que
paire sobre essas a incerteza da estacionariedade. Contribuíram para essa resolução a forte
correlação entre essas variáveis por diversas oportunidades indicada em trabalhos
anteriores e o entendimento de que o nível dos preços relativos (e não sua diferença)
constitui elemento determinante do saldo comercial, conforme abordado no capítulo
teórico.
4.5 Resultados obtidos com a estimação do modelo VAR
Após os testes de raiz unitária, dez séries foram avaliadas no modelo VAR (sbca, 1ip ,
tcre, tc
r
, uci, 1cpib , 2cpib , cpie , cpibe e cimpm ). Além disso, diversas combinações
de variáveis determinísticas (
dummies) foram também analisadas. A descrição aqui de
todas as combinações testadas seria não só inviável (por exaustão) como desaconselhável
106
(por divagação). Pode-se, contudo, dizer que o resultado final, a seguir apresentado, é o
fruto de quatro princípios básicos, apresentados a seguir com benefício de ordem: a) a
consistência dos resultados (configurada na estabilidade do sistema); b) a observância do
marco teórico; c) a significância dos resultados; d) a parcimônia (por exemplo, as
dummies
foram definidas, sobretudo, com a finalidade de estabilizar o sistema).
4.5.1 A estimação do modelo VAR básico
Conforme anteriormente anunciado, são três as variáveis endógenas que compõem os
vetores auto-regressivos: saldo da balança comercial brasileira de bens e serviços não-
fatores (
SBCA), preços relativos (PR) e nível interno de atividade econômica (Y). Para
tanto, as séries escolhidas foram, respectivamente:
sbca, ip1 e uci. Além disso, o modelo
envolveu uma variável propriamente exógena (crescimento econômico do resto do mundo)
em três períodos –
cpibe(-1), cpibe(-2) e cpibe(-3) –; uma variável de controle (tomada
como exógena) em quatro períodos –
cpib1, cpib1(-1), cpib1(-2) e cpib1(-3) –; e dezesseis
variáveis determinísticas: o intercepto (
c), oito dummies de pulso – nas datas de 1986(4),
1990(2), 1990(3), 1991(1), 1992(1), 1994(4), 1995(2), 1999(1) –, quatro
dummies de
mudança estrutural na tendência determinística (no nível e na inclinação) nas datas 1993(4)
e 2002(1), e três
dummies de sazonalidade, face a trimestralidade das observações
11
.
A variável de controle – série
cpib, ou seja, a taxa de crescimento do PIB brasileiro – tem a
função de complementar as informações referentes ao nível interno de atividade
econômica, precedência conferida à série
uci (utilização da capacidade instalada da
indústria brasileira)
12
.
11
Outra alternativa seria a utilização de sérias sazonalmente ajustadas, o que tornariam dispensáveis as
dummies sazonais. Patterson (2000, p. 272) desaconselha, contudo, essa prática argumentando que
“Monte Carlo simulations suggest that the power of standard unit root tests, applied to seasonally
adjusted data, is reduced in finite samples,
so that the null of nonstationarity is not rejected often
enough”. Além disso, assim como na diferenciação, importantes informações referentes às correlações
entre as sérias poderiam ser perdidas com o ajuste. Pelo mesmo motivo, Sims (1980) também não
recomenda o expurgo das tendências das séries (Enders, p. 301).
12
Uma versão contemplando a inversão nos papéis das séries (cpib e uci) foi também avaliada, contudo, os
resultados obtidos apresentaram significâncias substancialmente inferiores e um sistema menos estável.
107
As dummies de pulso foram definidas a partir de observações das séries dos resíduos das
estimações iniciais, não obstante as datas estabelecidas sejam corroboradas por aspectos
relevantes da história econômica, conforme pontuado a seguir.
a)
Quarto trimestre de 1986: a combinação de câmbio sobrevalorizado e atividade
econômica interna superaquecida (apogeu do Plano Cruzado) produziram um
ambiente perfeito para o elevado déficit comercial então verificado.
b)
Segundo e terceiro trimestres de 1990 e segundo trimestre de 1991: as dummies
foram utilizadas como o intuito de absorver as fortes oscilações observadas na série
uci, provenientes dos Planos Collor I e II.
c)
Primeiro trimestre de 1992: a instabilidade política do Governo Collor
potencializou uma nova crise econômica, compreendida também na forte redução
da utilização da capacidade industrial instalada (
uci).
d)
Quarto trimestre de 1994: o crescimento do poder de compra da população e a
valorização do real produziram a rápida deterioração do
sbca.
e)
Segundo trimestre de 1995: reflexo da primeira crise internacional do período pós-
Real (México).
f)
Primeiro trimestre de 1999: mudança do regime cambial (de sistema de bandas
cambiais para flutuação “suja”), incorrendo em desvalorização cambial.
As datas de mudança na tendência – 1993(4) e 2002(1) – foram obtidas no teste endógeno
LM (duas datas de quebra estrutural) para a série ip1. Também nesse caso a associação
com os acontecimentos históricos é elementar. A primeira data – último trimestre de 1993
– é condizente com a implantação do Plano Real. A segunda data – primeiro trimestre de
2002 – compreende a consolidação do processo de desvalorização cambial iniciada em
1999, com a mudança do regime cambial.
O modelo VAR básico está apresentado na
Tab. A.10. O pacote computacional utilizado
foi o
E-views 5.0. Em geral, as regressões apresentaram resultados robustos (
2
R
superior a
90%) e as variáveis tomadas com exógenas mostraram-se significativas. O número de
termos defasados (dois) foi definido tomando como referência o critério de Schwarz (SC).
108
A Tab. A.11 apresenta os resultados desse teste e de outros quatro, disponíveis no
aplicativo. Três testes
13
apontavam para três termos de defasagem, enquanto o Akaike
information criterion
(AIC) indicava para oito defasagens. A opção pelo SC deveu-se,
inicialmente, aos princípios da parcimônia e da habitualidade. A escolha foi, contudo,
posteriormente ratificada, tendo em vista que as outras opções, em geral, apresentavam
sistemas menos estáveis. A
Tab. A.12 exibe a avaliação de estabilidade do sistema. As seis
raízes características encontram-se dispostas dentro do círculo unitário, atendendo a
condição de estabilidade.
Figura 4.7 – Avaliação da condição de estabilidade: raízes características
-1.5
-1.0
-0.5
0.0
0.5
1.0
1.5
-1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
A
Fig. 4.7 mostra graficamente os resultados. É pertinente notar que duas das seis raízes
apresentam módulos iguais e próximos da unidade (0.855763), indicando que para pelo
menos uma equação do sistema o efeito de um choque somente deverá se dissipar após
sucessivos períodos. Na seqüência, essa percepção inicial foi confirmada.
13
Sequential modified LR test statistic (LR), Final prediction error (FPE) e Hannan-Quinn information
criterion (HQ).
109
4.5.2 A identificação modelo VAR estrutural
Definido, então, o VAR básico e confirmada a condição de estabilidade do sistema, a
tarefa seguinte consistiu na identificação do VAR estrutural (ou primitivo). Para tanto,
conforme já abordado, a decomposição de Cholesky foi a metodologia adotada. Nesse
caso, a variável
Y (representada pela série uci) foi assumida como a menos endógena,
enquanto o saldo comercial (
sbca) foi tomado como a mais endógena. Ou seja,
t
uci não é
afetada por
t
ip1 nem por
t
sbca ;
t
ip1 é afetada por
t
uci , mas não por
t
sbca ; e
t
sbca é
afetada por
t
uci e por
t
ip1.
A
Tab. A.13 apresenta os resultados da identificação. A matrizes B – equação (4.5) – e a
matriz de variância-covariância
ε
Σ aparecem, respectivamente, como A e B. Compilando
os resultados, tem-se:
()
() ( )
⎥
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
−
−=
−
−
000000.13872.1691706.502
000000.0000000.1009659.0
000000.0000000.0000000.1
265949.2980054.4
071609.0
B
⎥
⎥
⎥
⎦
⎤
⎢
⎢
⎢
⎣
⎡
=Σ
750.1302000000.0000000.0
000000.0742731.1000000.0
000000.0000000.0291977.1
ε
A observação da matriz B permite inferir que
t
uci e
t
ip1 de fato afetam
t
sbca , ou seja,
31
b
e
32
b são estatisticamente diferentes de zero. Contudo, não foi possível negar a hipótese de
que
21
b é igual a zero, ou seja,
t
uci não afeta
t
ip1 . Com isso, testou-se a hipótese de
t
ip1
afetar
t
uci , alterando a ordem das duas primeiras equações do vetor. Nesse caso, 1ip torna-
se a variável menos endógena. A
Tab. A.14 mostra essa alternativa. Novamente, a hipótese
de que
21
b é igual a zero não pôde ser rejeitada. É possível, então, depreender que
t
ip1
também não afeta
t
uci , o que equivale a dizer que o ordenamento dessas duas variáveis é
irrelevante para a identificação do VAR estrutural. Ressalte-se, todavia, que nas duas
110
versões os parâmetros
31
b e
32
b apresentaram-se significativamente diferentes de zero,
indicando que o
sbca é de fato a variável mais endógena do sistema.
4.5.3 Análise dos resultados a partir da função impulso-resposta e da decomposição
da variância
A Fig. 4.8 mostra graficamente os efeitos de cada choque sobre as variáveis endógenas. Os
mesmos resultados estão numericamente dispostos na
Tab. A.15. Em uma análise conjunta
dos nove gráficos, é possível notar que, em geral, os efeitos produzidos pelos choques
mostraram-se persistente, muito embora tendam a se dissipar ao longo do tempo. Essa
tendência à dissipação corrobora a condição de estabilidade inferida anteriormente. A
persistência dos efeitos dos choques já era esperada visto que os módulos de duas das
raízes características apresentaram valores próximos da unidade.
Também conjuntamente, percebe-se que as respostas aos impulsos apresentaram-se
conforme previsto, exclusive a resposta de ip1 ao sbca (1ipsbca → ). Nesse caso, a
expectativa seria que um acréscimo no sbca (representado pelo choque) provocasse um
crescimento do nível interno de atividade (representado por uci) – como de fato se
verificou – e, por conseguinte, os preços dos bens non-tradables se elevassem
relativamente aos bens tradables, consistindo exatamente na redução de ip1. A despeito da
consistência teórica dessa relação de causalidade (indireta), o efeito direto do sbca sobre o
ip1, no entanto, não foi até aqui objeto de inferência. Assim, então, é feito a seguir.
Em um regime de câmbio flutuante, um crescimento do saldo comercial de fato produz um
aumento de oferta de divisas internacionais, o que tende a provocar a valorização da moeda
local e, conseqüentemente, a redução de ip1. Contudo, ao longo do período que este estudo
abrange (1980-2005), somente a partir de 1999 o regime cambial funcionou, em espaço de
tempo notável, próximo ao flutuante. Uma explicação plausível para a não observância da
expectativa poderia, então, advir da ação direta do Banco Central, que por diversos
momentos intercedeu no mercado de câmbio objetivando ora a obtenção de saldos
comerciais expressivos – e absolutamente indispensáveis ao momento, conforme
predominou ao longo da década de 1980 – ora alcançar a estabilidade monetária (a
exemplo do Plano Real). Daí a inobservância da relação de causalidade ( 1ipsbca → ), que
111
somente é coerente se transcorrida em um ambiente cambial predominantemente liberal. A
não constatação dessa expectativa, todavia, não parece denotar risco sistêmico, no sentido
de ameaçar a consistência estatística do conjunto ou de objetar o marco teórico assumido,
tendo em vista que a série sbca explica pouco mais do que 5% da composição de ip1,
conforme indicado pela decomposição da variância do erro de ip1 (
Fig. 4.9 e Tab. A.15).
Figura 4.8 – Função impulso-resposta (ordem de Cholesky:
t
uci →
t
ip1 →
t
sbca )
-0.8
-0.4
0.0
0.4
0.8
1.2
1.6
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
(a) Resposta da uci à uci
-0.8
-0.4
0.0
0.4
0.8
1.2
1.6
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
(b) Resposta da uci ao ip1
-0.8
-0.4
0.0
0.4
0.8
1.2
1.6
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
(c) Resposta da uci ao sbca
-2
-1
0
1
2
3
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
(d) Resposta do ip1 à uci
-2
-1
0
1
2
3
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
(e) Resposta do ip1 ao ip1
-2
-1
0
1
2
3
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
(f) Resposta do ip1 ao sbca
-1000
-500
0
500
1000
1500
2000
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
(g) Resposta do sbca à uci
-1000
-500
0
500
1000
1500
2000
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
(h) Resposta do sbca ao ip1
-1000
-500
0
500
1000
1500
2000
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
(i) Resposta do sbca ao sbca
Response to Cholesky One S.D. Innovations ± 2 S.E.
112
Figura 4.9 – Decomposição da variância (ordem de Cholesky:
t
uci →
t
ip1 →
t
sbca )
0
20
40
60
80
100
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Percent UCI v ariance due to UCI
0
20
40
60
80
100
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Percent UCI variance due to IP1
0
20
40
60
80
100
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Percent UCI variance due to SBCA
0
20
40
60
80
100
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Percent IP1 variance due to UCI
0
20
40
60
80
100
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Percent IP1 v ariance due to IP1
0
20
40
60
80
100
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Percent IP1 variance due to SBCA
0
10
20
30
40
50
60
70
80
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Percent SBCA variance due to UCI
0
10
20
30
40
50
60
70
80
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Percent SBCA variance due to IP1
0
10
20
30
40
50
60
70
80
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24
Percent SBCA variance due to SBCA
Variance Decomposition
Nos outros casos, as respostas aos impulsos parecem ser perfeitamente compreensíveis a
partir do arcabouço teórico adotado e, subsidiariamente, do senso econômico comum,
conforme descrito a seguir.
a) Resposta da uci à uci
A
Fig. 4.8(a) mostra que um choque em uci suscita efeitos auto-recursivos e positivos
(conquanto marginalmente decrescentes) na variável, que converge a zero próximo ao
décimo primeiro período. O comportamento auto-recursivo pode ser visto como o
resultado de um processo de realimentação de demanda, na forma de efeito multiplicador.
Esse efeito, no entanto, tenderia a ser mitigado na medida em que o crescimento de
113
demanda é também indutor do investimento e, conseqüentemente, do aumento da
capacidade instalada.
b) Resposta da uci ao ip1
Um resultado sinuoso é observado na
Fig. 4.8(b). Inicialmente, o impulso de ip1 tem um
efeito negativo sobre uci. Essa relação é posteriormente invertida, fazendo com que uci
experimente um pequeno crescimento, que só lentamente é dissipado. Uma inferência
possível seria a seguinte: um aumento de ip1 tem um enfeito inicialmente negativo sobre a
renda doméstica, reduzindo a utilização da capacidade instalada. Em um segundo
momento, entretanto, o aumento de ip1 favoreceria também o crescimento do sbca,
suscitando uma maior utilização da capacidade industrial. A
Fig. 4.9(b) explicita, todavia,
que ip1 pouco explica uci, o que reduz a importância dessa relação para o sistema.
c) Resposta da uci ao sbca
Neste caso,
Fig. 4.8(c), a resposta ao impulso está em consonância com a teoria estudada e
com o senso comum. Um incremento no sbca, de fato, irá exigir um aumento da
quantidade ofertada, que é refletida no crescimento de uci.
d) Resposta do ip1 à uci
Também aqui o resultado econométrico ratificou a teoria. Um aumento da uci (proxy de
Y),
Fig. 4.8(d), contribui para a redução do preço relativo (representado por ip1), conforme
fora analisado no capítulo teórico.
e) Resposta do ip1 ao ip1
A existência de um forte componente inercial é a característica mais forte da resposta de
ip1 à sua própria inovação. A
Fig. 4.8(e) mostra que mesmo após o vigésimo período o
efeito do choque não foi dissipado por completo.
f) Resposta do sbca à uci
A
Fig. 4.8(g) apresenta o efeito de um choque da uci sobre o sbca de acordo com o
esperado. Um crescimento de uci tende a inibir a oferta de exportações e a aumentar a
demanda por importações, reduzindo, conseqüentemente, o sbca. Também nesse caso é
114
possível notar a persistência do efeito, que somente após vinte e dois períodos parece
desaparecer.
g) Resposta do sbca ao ip1
Seguramente esta é a relação de causalidade mais relevante para este estudo. E assim como
no capítulo anterior e em outros estudos congêneres, os resultados novamente indicam que
a variável PR (ip1) é de fato relevante para a formação do sbca. Além disso, o efeito do
choque tende a perdurar por vários períodos. A
Fig. 4.8(h) revela ainda que o efeito
máximo somente é atingido entre o quarto e quinto período, para em seguida iniciar um
processo suave de arrefecimento. Uma outra característica notável no percurso descrito
pelo sbca diz despeito ao breve momento de recuo da magnitude do efeito, observado
imediatamente após o choque. A
Tab. A.14 mostra que houve uma redução na resposta ao
impulso, do período 1 para o período 2 (de 295,196 para 275,041), seguida por novos
aumentos até o quinto período. O efeito se assemelha ao fenômeno que ficou conhecido na
literatura econômica como “Curva J”, já aqui abordado. Relembrando, o percurso do
ajustamento da balança comercial no tempo, a partir de uma desvalorização cambial,
delinearia uma curva que remeteria a letra “J”. Neste caso, a explicação seria a baixa
elasticidade-preço das demandas doméstica e externa no período imediatamente
consecutivo à desvalorização.
h) Resposta do sbca ao sbca
Por fim, a resposta do sbca à sua própria inovação encontra-se na
Fig. 4.8(i). Neste caso, a
baixa persistência do efeito, vis-à-vis as outras séries, parece ser a característica mais
evidente do percurso, denotando o baixo componente inercial da variável.
Cabe ainda nesta seção um último registro. A observação da decomposição da variância
(
Fig. 4.9 e Tab. A.16) permite depreender que as séries uci e ip1 (sobretudo a primeira)
apresentam características que as assemelham às variáveis exógenas. A série uci, por
exemplo, ao longo dos 24 períodos observados é quase que exclusivamente auto-explicada.
A série sbca, ao contrário, exibe na sua composição uma forte influência das outras
variáveis, tomadas como endógenas.
115
4.6 – Considerações finais sobre o capítulo
Neste capítulo, buscou-se estimar os determinantes do saldo da balança comercial
ampliada (sbca) brasileira mediante o emprego da metodologia dos vetores auto-
regressivos (VAR) e a sustentação teórica do arcabouço ricardiano sobre o comércio
exterior. A idéia inicial era justamente que havia uma forte identidade entre a metodologia
e a teoria, tendo em vista que na percepção ricardiana as variáveis aparecem na forma de
causalidades recíprocas, e que na modelagem VAR as variáveis podem ser
simultaneamente tomadas como explanadas e explanatórias.
Para tanto, inicialmente, três variáveis foram identificadas como endógenas: SBCA
(variável central do estudo), PR (variável síntese da relação dos preços dos bens
comerciáveis e não-comerciáveis na economia local e na economia do resto do mundo) e Y
(nível interno de atividade econômica). A compreensão que a economia brasileira é
pequena relativamente ao resto do mundo permitiu que a variável nível externo de
atividade econômica (Y*) fosse adicionada ao modelo, definida, a priori, como exógena.
Dez séries foram avaliadas no modelo VAR e previamente submetidas a testes de raiz
unitária. A hipótese H
0
(presença de raiz unitária) não pôde ser rejeitada para as séries PR
(ip1, tcre e tce) e para a série sbca, mesmo quando a hipótese de existência de mudança
estrutural (duas) nas suas tendências foi considerada. Ainda assim, as séries foram
avaliadas na modelagem VAR sem que fossem diferenciadas, conforme recomenda, entre
outros, Sims (1980). Felizmente, a confirmação estatística da estabilidade do sistema VAR
estimado corroborou o procedimento assumido.
No processo de modelagem, as séries escolhidas como proxies das variáveis endógenas
foram sbca (SBCA), ip1 (PR) e uci (Y). Além da série pibe – escolhida proxy de Y* –
foram também tomadas como variáveis exógenas as séries cpib1 (variável de controle) e
algumas variáveis dummies, objetivando conformar as observações discrepantes, as
quebras estruturais e a sazonalidade das séries. Os resultados obtidos sugerem que as
relações entre as variáveis são estáveis e consistentes. Além disso, as respostas aos
impulsos mostraram-se significativamente duradouras.
Em geral, as percepções teóricas desenvolvidas no primeiro capítulos encontraram aqui
respaldo empírico. Ou seja, o modelo VAR estimado sugere que as impressões ricardianas
116
sobre o comércio exterior (depois de realizadas as conformações teorias necessárias) são
ainda hoje válidas, ao menos para a economia brasileira. Nesse sentido, houve fortes
indícios que os preços relativos de fato explicam os saldos comerciais. Além disso, as
proxies que refletiam a relação de preços entre os bens comerciáveis e não-comerciáveis,
na forma apresentada pela teoria, mostraram-se mais representativas dos PR do que as
tradicionais representações da taxa de cambio real efetivo. Também as séries
representativas dos níveis interno e externo de atividade econômica mostraram-se
substancialmente significantes para explicar o sbca.
117
CONSIDERAÇÕES FINAIS
Buscou-se com esta tese contribuir para que melhor se depreenda a lógica evolucional da
balança comercial brasileira de bens e serviços não-fatores (SBCA), tendo em vista a
importância desse agregado na compleição das restrições externas ao desenvolvimento
nacional. A literatura em geral apresenta o resultado comercial de uma economia como
uma função de alguma medida de competitividade em preços (preços relativos) e dos
níveis interno e externo de atividade econômica. Procurou-se, então, verificar a validade
dessas relações, estimando os determinantes do saldo da balança comercial brasileira de
bens e serviços não-fatores (SBCA), a partir das impressões de David Ricardo, sobre o
comércio exterior, contidas em seus "Princípios" (1821).
Para tanto, o estudo foi dividido em quatro capítulos. No primeiro capítulo, além da teoria
ricardiana, recorreu-se à teoria da renda espacial, na forma abordada por Lemos (1988),
com o intuito de realizar a transposição teórica da renda agrária de Ricardo, ambientada no
século XVIII, para a atmosfera contemporânea e urbana de Lemos (1988). No capítulo
dois, além de uma breve revisão da literatura empírica que aborda a balança comercial
brasileira, discutiu-se o problema da presença de raiz unitária nas séries, questão basilar à
definição da metodologia econométrica adotada. O capítulo três apresentou uma estimativa
dos determinantes do SBCA brasileiro, utilizando o método das variáveis instrumentais e
abrangendo observações anuais do período de 1947 a 2003. No capítulo quatro, um outro
estudo econométrico envolvendo o SBCA brasileiro foi apresentado, na forma da
metodologia dos Vetores Auto-regressivos (VAR). Neste caso, as observações eram
trimestrais e abrangiam o período de 1980(1) a 2005(4).
Nos dois estudos, foram encontradas fortes evidências em favor da existência das relações
avaliadas. Além disso, os efeitos transmitidos nessas relações parecem perdurar por
períodos significativamente longos. Também nos dois casos, as séries representativas dos
preços relativos apresentaram-se como o principal determinante do saldo comercial. Entre
essas, as séries que embutiam em suas composições índices de preços que representavam
proxies dos preços dos bens comerciáveis (tradable goods) e dos bens não-comerciáveis
(non-tradable goods) mostraram-se ainda mais significativas do que as tradicionais
composições de câmbio real. Em geral, pôde-se inferir que o arcabouço teórico adotado, de
forma expressiva, encontrou respaldo empírico.
118
A inferência no Capítulo 4 que as variáveis PR e
Y
pouco são afetadas pela variável
sbca, ou seja, da fraca endogeneidade de
PR
e
Y
relativamente ao sbca, em boa medida
corrobora a opção pelo método das variáveis instrumentais no Capítulo 3. De outra forma,
se o sbca fosse representativo para as composições de PR e
Y
, então, a metodologia das
variáveis instrumentais seria de fato inadequada à estimação, posto que essa pressupõe que
as variáveis explanatórias são exógenas. Com isso, é possível depreender que os dois
estudos podem ser vistos como complementares, já que na metodologia VAR os
parâmetros em si só pouco explicam as relações entre as variáveis, o que, no entanto, pode
ser observado a partir dos resultados da estimação pelo método das variáveis instrumentais.
A metodologia VAR, por sua vez, permite que se façam inferências a respeito da dinâmica
das relações (função impulso-resposta) ou sobre a própria composição das variáveis
(decomposição das variâncias), o que não é possível com o outro método.
A despeito dos bons resultados obtidos, contudo, a questão está longe de se esgotar,
justificando que novos esforços sejam empregados e, por conseguinte, avançar na
compreensão das relações econômicas envolvidas. Nesse aspecto, esses esforços podem ser
pensados em duas direções. Primeiramente, muito ainda há por se compreender sobre o
comércio exterior na forma aqui vista. A relevância e a complexidade do tema por certo o
tornam inesgotável enquanto objeto de estudo. Exemplificando: embora a teoria econômica
ressalte a relevância da produtividade relativa para os resultados do comércio internacional
(representada na teoria clássica de David Ricardo pelas vantagens relativas), essa relação
não está especificamente contemplada nos modelos do estudo, ainda que seus efeitos
possam estar em parte refletidos nos PR . Essa lacuna, grosso modo preenchida pelos
termos de tendência linear ou pelas inovações (da modelagem VAR), decorre, tão somente,
do desconhecimento de uma serie (ou de um conjunto dessas) que seja suficientemente
longa e representativa da variável. Mas mesmo para as variáveis assumidas como
explanatórias, novas opções podem ser testadas. Novas séries para os PR podem ser
pensadas, de tal forma que essas mais apropriadamente reflitam a realidade de comércio
enfrentada pelos agentes econômicos. Da mesma forma, outras proxies representativas dos
níveis interno e externo de crescimento poderiam ser avaliadas. Ainda nesse sentido, dada
a complexidade e extensão da pauta brasileira de comércio exterior, certamente seria
relevante que o estudo das relações aqui abordadas também se desse em um menor nível de
agregação, sobretudo no que se refere à natureza dos bens.
119
Na outra direção, o estudo das relações comerciais não pode ser visto senão como um
instrumento útil à compreensão as restrições externas ao crescimento interno ou, em última
instância, como um subsídio para que estratégias de desenvolvimento nacional possam ser
pensadas. Nesse contexto, é possível conceber a estimação de outras rubricas do balanço
de pagamentos (mormente de outros itens da balança de transações correntes, em face da
relação tautológica existente entre esta conta agregada e o passivo externo líquido) ou a
construção de indicadores que possam referenciar a evolução das restrições externas.
Enfim, essas são apenas algumas novas questões, entre tantos que possam ser pensadas,
que representariam substanciais avanços no conhecimento do tema. Mas por ora, aqui se
conclui este estudo, que certamente finda com muitas questões em aberto e uma única e
antiga convicção: a da necessidade de se avançar continuamente na compreensão dos
fatores determinantes do sbca brasileira, em decorrência da sua relevância para o conjunto
da economia.
120
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126
ANEXOS
127
Figura A.1
Séries representativas (alternativamente) dos preços relativos
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
ipd00
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
ipd04
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
ipd06
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
ipd09
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
ipd12
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
ipd18
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
ipd24
50
100
150
200
250
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
tcr1a0
40
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
tcr1a1
40
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
tcr1a2
80
120
160
200
240
280
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
tcr2a0
100
120
140
160
180
200
220
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
tcr2a1
100
120
140
160
180
200
220
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
tcr2a2
128
Figura A.2
Séries representativas (alternativamente) dos preços relativos – Uma quebra exógena
-30
-20
-10
0
10
20
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd00
-30
-20
-10
0
10
20
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd04
-30
-20
-10
0
10
20
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd06
-30
-20
-10
0
10
20
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd09
-30
-20
-10
0
10
20
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd12
-30
-20
-10
0
10
20
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd18
-30
-20
-10
0
10
20
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd24
-80
-40
0
40
80
50
100
150
200
250
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr1a0
-80
-40
0
40
80
40
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr1a1
-80
-40
0
40
80
40
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr1a2
-80
-40
0
40
80
120
80
120
160
200
240
280
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr2a0
-80
-40
0
40
80
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr2a1
-80
-40
0
40
80
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr2a2
129
Figura A.3
Séries representativas (alternativamente) dos preços relativos – Duas quebras exógenas
-15
-10
-5
0
5
10
15
50
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd00
-15
-10
-5
0
5
10
15
50
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd04
-15
-10
-5
0
5
10
15
50
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd06
-15
-10
-5
0
5
10
15
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd09
-20
-10
0
10
20
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd12
-20
-10
0
10
20
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd18
-20
-10
0
10
20
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd24
-80
-40
0
40
80
50
100
150
200
250
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr1a0
-60
-40
-20
0
20
40
60
40
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr1a1
-60
-40
-20
0
20
40
60
40
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr1a2
-80
-40
0
40
80
120
80
120
160
200
240
280
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr2a0
-80
-40
0
40
80
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr2a1
-80
-40
0
40
80
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr2a2
130
Figura A.4
Séries representativas (alternativamente) dos preços relativos – Duas quebras endógenas
-20
-10
0
10
20
30
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd00
-20
-10
0
10
20
30
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd04
-20
-10
0
10
20
30
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd06
-20
-10
0
10
20
30
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd09
-20
-10
0
10
20
30
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd12
-20
-10
0
10
20
30
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd18
-20
-10
0
10
20
30
60
70
80
90
100
110
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
ipd24
-80
-40
0
40
80
120
50
100
150
200
250
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr1a0
-80
-40
0
40
80
40
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr1a1
-80
-40
0
40
80
40
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr1a2
-80
-40
0
40
80
80
120
160
200
240
280
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr2a0
-60
-40
-20
0
20
40
60
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr2a1
-60
-40
-20
0
20
40
60
80
120
160
200
240
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Residual Actual Fitted
tcr2a2
131
Figura A.5
Resultados das regressões – Método das VI – Uma quebra estrutural em 1981
-15
-10
-5
0
5
10
15
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 01
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 02
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 03
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 04
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 05
-15
-10
-5
0
5
10
15
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 06
-20
-10
0
10
20
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 07
-30
-20
-10
0
10
20
30
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 08
-20
-10
0
10
20
30
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 09
-20
-10
0
10
20
30
-60
-40
-20
0
20
40
60
55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 10
-40
-20
0
20
40
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 11
-40
-20
0
20
40
-60
-40
-20
0
20
40
60
55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 12
132
Figura A.6
Resultados das regressões – Método das VI – Duas quebras estruturais em 1980 e 1994
-15
-10
-5
0
5
10
15
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 13
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 14
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 15
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 16
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 17
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 18
-10
-5
0
5
10
15
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 19
-20
-10
0
10
20
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 20
-20
-10
0
10
20
-60
-40
-20
0
20
40
60
55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 21
133
Figura A.7
Resultados das regressões – Método das VI – Duas quebras estruturais (escolha endógena)
-15
-10
-5
0
5
10
15
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 22
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 23
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 24
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 25
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 26
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 27
-10
-5
0
5
10
15
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 28
-20
-10
0
10
20
30
-60
-40
-20
0
20
40
60
55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 29
-40
-20
0
20
40
-60
-40
-20
0
20
40
60
55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 30
134
Figura A.8
Resultados das regressões – Método das VI – Mudanças estruturais (Tab. A.7)
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 31
-15
-10
-5
0
5
10
15
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 32
-15
-10
-5
0
5
10
15
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 33
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 34
-15
-10
-5
0
5
10
15
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 35
-15
-10
-5
0
5
10
15
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 36
-20
-10
0
10
20
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 37
-15
-10
-5
0
5
10
15
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 38
-12
-8
-4
0
4
8
12
-60
-40
-20
0
20
40
60
50 55 60 65 70 75 80 85 90 95 00 05
Resíduo Efetivo Estimado
Equação 39
135
Tabela A.1
Resultados dos testes DFA, PP e KPSS de raiz unitária
Fonte: elaboração própria a partir dos resultados do pacote computacional E-Views.
Notas: * denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 10%; ** denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 5%; ***
denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 1%;
a
denota que a hipótese H
0
não pode ser rejeitada mesmo a 10%.
Valores críticos: -2.6085 (1%), -1.9470 (5%), -1.6129 (10%), sem intercepto e sem tendência; -3.5575 (1%), -2.9166
(5%), -2.5961 (10%), com intercepto e sem tendência; -4.1373 (1%), -3.4953 (5%), -3.1766 (10%), com intercepto e
tendência - para os testes DFA e Phillips-Perron (MacKinnon, 1996). 0.739 (1%), 0.463 (5%), 0.347 (10%), com
intercepto e sem tendência; 0.216 (1%), 0.146 (5%), 0.119 (10%), com intercepto e tendência - para o teste KPSS
(Kwiatkowski et al, 1992). Valores obtidos no pacote computacional E-views, versão 4.
Teste ADF
Teste PP
Teste KPSS
Séries
n
k
µ β α
t H
0
µ β α
t H
0
µ β
LM-St. H
0
sbca
60 0 - - -0.268 -2.824
***
- - -0.268 -2.867 *** -0.1429 - 0.253
a
(-0.06)
ipd00 60 1 8.584 0.079 -0.143 -3.122
a
5.003 0.060 -0.082 -2.318
a
60.613 0.523 0.055
a
(2.94) (2.22)
(1.43) (1.39)
(22.74) (6.71)
ipd04 59 1 8.647 0.079 -0.144 -3.255 * 4.797 0.062 -0.080 -2.299
a
60.633 0.522 0.056
a
(3.05) (2.24)
(1.37) (1.41)
(21.79) (6.47)
ipd06 59 1 8.544 0.076 -0.142 -3.407 * 4.527 0.060 -0.076 -2.286
a
60.660 0.518 0.056
a
(3.20) (2.32)
(1.32) (1.41)
(21.96) (6.46)
ipd09 59 3 9.720 0.081 -0.162 -4.076 ** 3.994 0.056 -0.067 -2.263
a
60.498 0.517 0.056
a
(3.89) (2.92)
(1.22) (1.39)
(22.15) (6.53)
ipd12 59 3 8.650 0.076 -0.146 -4.764 *** 3.615 0.054 -0.061 -2.243
a
60.434 0.516 0.056
a
(4.51) (3.58)
(1.14) (1.39)
(22.29) (6.57)
ipd18 58 3 8.234 0.074 -0.139 -4.293 *** 3.055 0.055 -0.055 -2.198
a
60.379 0.513 0.058
a
(4.06) (3.31)
(0.98) (1.45)
(21.60) (6.38)
ipd24 58 7 8.383 0.082 -0.147 -3.557 ** 2.621 0.051 -0.047 -2.241
a
60.292 0.507 0.058
a
(3.54) (3.06)
(0.88) (1.43)
(22.04) (6.45)
tcr1a0 59 0 24.329 - -0.181 -2.409
a
24.329 - -0.181 -2.503
a
114.480 0.600 0.104
a
(2.33)
(2.33)
(10.64) (1.92)
tcr1a1 58 3 23.166 - -0.170 -3.387 ** 16.628 - -0.122 -2.324
a
113.997 0.611 0.101
a
(3.33)
(1.95)
(10.77) (2.01)
tcr1a2 57 5 13.045 - -0.098 -1.939
a
12.756 - -0.091 -2.202
a
113.927 0.608 0.099
a
(1.86)
(1.81)
(10.92) (2.05)
tcr2a0 59 0 46.509 - -0.270 -2.830 * 46.509 - -0.270 -2.727 * 172.604 - 0.200
a
(2.74)
(2.74)
(34.65)
tcr2a1 58 4 48.472 -0.345 -0.210 -2.596
a
26.152 - -0.152 -2.037
a
1.0165 - 0.1634
a
(2.91) (-2.47)
(1.94)
(32.467)
tcr2a2 57 4 0.2568 - -0.2371 -3.4193 ** 0.1676 - -0.1542 -2.3923
a
173.024 - 0.195
a
(3.407)
(2.302)
(37.69)
ybr1 60 1 43.040 - -0.430 -4.451 *** 31.452 - -0.314 -3.560 *** 100.060 - 0.031
a
(4.45)
(3.29)
(220.18)
ybr2 60 2 51.590 - -0.516 -5.025 *** 28.648 - -0.286 -3.351 ** 100.068 - 0.034
a
(5.02)
(3.09)
(208.51)
tyeua
59 0 3.332 - -0.973 -7.293 *** 3.332 - -0.973 -7.433 *** 3.441 - 0.246
a
(6.00)
(6.00)
(11.28)
tymun
59 0 4.715 -0.027 -0.958 -6.940 *** 4.715 -0.027 -0.958 -6.949 *** 4.859 -0.026 0.137 *
(5.77) (-2.01)
(5.77) (-2.01)
(11.50) (-2.17)
136
Tabela A.2
Resultados dos testes de raiz unitária considerando uma quebra estrutural exógena em 1981
– Perron (1989) –
Modelo A
Modelo C
Séries n
λ k µ δ β θ α
t H
0
k µ δ β θ γ α
t
H
0
ipd00 60 0.58 10 50.22 -11.18 0.13 10.02 -0.78 -5.69 *** 4 23.34 -8.81 0.08 13.36 -0.19 -0.37 -5.52 ***
(5.85) (-3.25) (1.71) (4.23)
(5.08) (-2.44) (1.27) (2.68) (-1.65)
ipd04 59 0.59 10 47.32 -11.51 0.12 9.38 -0.73 -5.38 *** 10 60.02 -10.93 0.06 0.49 0.28 -0.90 -5.45 ***
(5.57) (-3.46) (1.48) (3.95)
(5.37) (-3.36) (0.67) (0.09) (1.69)
ipd06 59 0.59 9 37.53 -10.24 0.06 8.12 -0.57 -5.05 *** 3 18.00 -9.02 0.06 11.97 -0.18 -0.28 -5.18 ***
(5.19) (-3.33) (0.94) (3.72)
(4.70) (-2.81) (1.06) (2.66) (-1.77)
ipd09 59 0.59 3 15.77 -6.33 0.00 4.10 -0.23 -5.21 *** 3 15.85 -7.87 0.05 10.19 -0.15 -0.25 -5.61 ***
(4.97) (-2.57) (0.13) (2.68)
(5.13) (-3.10) (1.19) (2.86) (-1.88)
ipd12 59 0.59 9 26.14 -6.19 0.07 5.11 -0.41 -6.19 *** 9 30.76 -5.71 0.05 1.16 0.12 -0.47 -6.32 ***
(6.33) (-3.75) (1.93) (4.40)
(6.24) (-3.48) (1.09) (0.43) (1.63)
ipd18 58 0.60 3 12.84 -1.69 0.02 3.05 -0.19 -5.03 *** 9 36.04 -3.81 0.04 -2.58 0.23 -0.54 -5.65 ***
(4.70) (-0.85) (0.51) (2.42)
(5.53) (-1.89) (0.72) (-0.76) (2.35)
ipd24 58 0.60 7 16.39 -3.22 0.04 3.39 -0.25 -5.43 *** 4 12.64 -2.72 0.04 5.27 -0.06 -0.20 -5.32 ***
(5.40) (-2.33) (1.41) (3.55)
(4.92) (-1.69) (1.24) (2.35) (-1.14)
tcr1a0 59 0.59 4 73.07 -8.76 -1.02 36.55 -0.41 -3.83 ** 10 127.3 -53.90 0.05 177.7 -3.13 -1.04 -5.29 ***
(3.99) (-0.36) (-2.37) (2.50)
(4.35) (-2.28) (0.07) (4.37) (-3.44)
tcr1a1 58 0.60 10 86.97 -18.77 -0.64 32.30 -0.58 -4.33 ** 10 87.87 -34.31 0.03 96.50 -1.61 -0.72 -5.78 ***
(4.48) (-1.47) (-1.92) (3.30)
(5.19) (-2.85) (0.09) (4.59) (-3.34)
tcr1a2 57 0.61 10 72.29 -12.88 -0.35 23.94 -0.52 -4.25 ** 10 70.29 -22.81 0.18 69.18 -1.17 -0.61 -5.43 ***
(4.33) (-1.31) (-1.29) (3.10)
(4.75) (-2.46) (0.61) (4.30) (-3.11)
tcr2a0 59 0.59 0 61.06 5.81 -0.49 8.22 -0.29 -2.97
a
0 78.05 -20.07 0.22 122.6 -2.86 -0.46 -4.07 *
(3.04) (0.21) (-1.16) (0.57)
(3.88) (-0.70) (0.45) (2.69) (-2.63)
tcr2a1 58 0.60 3 70.08 -2.37 -0.83 16.11 -0.28 -4.01 ** 10 154.8 -24.90 -0.35 116.5 -2.41 -0.81 -5.06 ***
(4.55) (-0.17) (-3.21) (2.06)
(4.75) (-1.95) (-0.80) (4.52) (-3.96)
tcr2a2 57 0.61 4 60.40 -2.08 -0.67 12.89 -0.25 -3.46
a
10 119.8 -18.11 -0.04 91.77 -1.99 -0.66 -5.10 ***
(3.60) (-0.19) (-2.64) (1.88)
(4.62) (-1.93) (-0.12) (4.77) (-4.30)
Fonte: elaboração própria a partir dos resultados do pacote computacional E-Views.
Notas: * denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 10%; ** denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 5%; ***
denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 1%;
a
denota que a hipótese H
0
não pode ser rejeitada mesmo a 10%.
Valores críticos (para λ = 0.6): -4.45 (1%), -3.80 (5%), -3.51 (10%), com mudança no intercepto – Modelo A; -4.88
(1%), -4.24 (5%), -3.95 (10%), com mudanças no intercepto e na tendência – Modelo C. Valores obtidos em Perron
(1989, p. 1376-7), Tabelas IV B e VI B, respectivamente.
Modelo A:
∑
=
−−
+∆+++++=
k
t
ttttt
eycyDtBy
1
11
αθβδµ
Modelo C:
∑
=
−−
+∆++++++=
k
t
ttttt
eycyDTDtBy
1
11
αγθβδµ
137
Tabela A.3
Resultados dos testes de raiz unitária considerando duas quebras estruturais
– Lee e Strazicich (2002) –
Modelo C
Modelo C
Teste Endógeno
Teste Exógeno
Séries n
λ
j
k T
B
DT
1
DT
2
φ
t H
0
λ kT
B
t
coef DT1
t
coef DT2
t H
0
ipd00 60 0.53 5 1978 0.10 -0.21 -0.68 -7.90 *** 0.57 8 1980 2.55 0.15 -4.63 **
0.78
1993
(6.28) (-6.95)
0.80 1994
ipd04 59 0.54 5 1979 0.09 -0.20 -0.71 -8.19 *** 0.56 8 1980 3.10 -0.42 -5.35 ***
0.78 1993
(5.76) (-7.06)
0.80 1994
ipd06 59 0.54 5 1979 0.09 -0.21 -0.69 -8.55 *** 0.56 8 1980 3.46 -0.91 -5.85 ***
0.78 1993
(6.20) (-7.55)
0.80
1994
ipd09 59 0.54 5 1979 0.08 -0.19 -0.61 -8.82 *** 0.56 8 1980 4.12 -2.08 -6.86 ***
0.78 1993
(6.80) (-8.03)
0.80
1994
ipd12 59 0.58 3 1981 0.06 -0.10 -0.30 -9.36 *** 0.56 8 1980 4.32 -2.82 -6.75 ***
0.76 1992
(6.23) (-7.40)
0.80
1994
ipd18 58 0.55 4 1980 0.07 -0.14 -0.44 -8.94 *** 0.55 9 1980 5.02 -3.58 -6.96 ***
0.78 1993
(7.01) (-7.71)
0.79
1994
ipd24 58 0.57 4 1981 0.06 -0.12 -0.38 -10.79 *** 0.55 4 1980 6.02 -4.61 -8.38 ***
0.78 1993
(8.53) (-9.35)
0.79
1994
tcr1a0 59 0.53 5 1978 0.13 -0.93 -0.73 -5.21
a
0.56 4 1980 2.04 -0.08 -4.21 **
0.76 1992
(1.31) (-5.06)
0.80
1994
tcr1a1 58 0.22 10 1961 -0.34 0.38 -0.69 -5.48 * 0.55 9 1980 0.78 -0.70 -4.00 *
0.57 1981
(-2.83) (4.46)
0.79
1994
tcr1a2 57 0.23 10 1962 -0.14 0.29 -0.68 -6.24 ** 0.54 8 1980 0.76 -2.53 -4.38 **
0.56 1981
(-1.64) (5.03)
0.79
1994
tcr2a0 59 0.22 1 1960 -0.21 0.24 -0.73 -5.15
a
0.56 6 1980 1.28 0.07 -3.45
a
0.54 1979
(-2.22) (2.70)
0.80
1994
tcr2a1 58 0.26 3 1963 -0.21 0.11 -0.50 -5.15
a
0.55 2 1980 -0.68 0.15 -2.19
a
0.55 1980
(-3.75) (2.38)
0.79
1994
tcr2a2 57 0.39 10 1971 -0.21 0.10 -0.86 -5.89 ** 0.54 4 1980 -1.21 -1.01 -3.09
a
0.56 1981 (-4.10) (2.89)
0.79
1994
Fonte: elaboração própria a partir dos resultados do pacote computacional E-Views.
Notas: * denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 10%; ** denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 5%; ***
denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 1%;
a
denota que a hipótese H
0
não pode ser rejeitada mesmo a 10%. λj
denota a localização da quebra.
Valores críticos obtidos em Lee e Strazicich (2002, p. 19-20), Tabelas 1 e 2, para os testes exógeno e endógeno,
respectivamente.
138
Tabela A.4
Resultados das regressões – método das variáveis instrumentais com mudança na tendência em 1981
Fonte: elaboração própria a partir dos resultados do pacote computacional E-Views. Notas: a hipótese H
0
(existência de raiz unitária) não pôde ser rejeitada (ao nível de 5%)
para a série tcr2a0 nos testes em que se considerou que houve mudança na tendência em 1981 (teste exógeno, ver Tabela A.2). Portanto não seria recomendável utilizá-las nas
regressões acima, já que os resultados tenderiam a ser inconsistentes.
ttttttt
eDTDDDDYYIPTsbca ++++++++++=
1514743522511
*
43210
δδδδδβββββ
2
R
F DW
(01) sbca = 25.100 - 0.865
T
+ 1.500 ipd00 - 1.219 ybr1 + 1.678
tyeua
- 37.353
D
51
- 45.412
D
52
- 21.201
D
74
- 37.855
D
1
+ 1.033
DT
1
0.894 53.316 1.707
01.1.1.1QX (0.69) (-7.13)
(14.27) (-3.43) (4.37) (-5.39) (-6.76)
(-2.93) (-4.02) (4.74)
(02) sbca = 36.835 - 0.890
T
+ 1.471 ipd04 - 1.308 ybr1 + 1.638
tyeua
- 36.980
D
51
- 47.529
D
52
- 21.500
D
74
- 38.546
D
1
+ 1.070
DT
1
0.910 60.910 1.884
02.1.1.1QX (1.09) (-7.46)
(15.00) (-3.96) (4.57) (-5.68) (-7.55)
-(3.20) (-4.37) (5.18)
(03) sbca = 41.293 - 0.877
T
+ 1.465 ipd06 - 1.351 ybr1 + 1.657
tyeua
- 36.378
D
51
- 47.461
D
52
- 21.459
D
74
- 37.814
D
1
+ 1.054
DT
1
0.916 65.258 1.946
03.1.1.1QX (1.27) (-7.63)
(15.44) (-4.24) (4.80) (-5.80) (-7.82)
(-3.30) (-4.45) (5.30)
(04) sbca = 53.806 - 0.877
T
+ 1.450 ipd09 - 1.464 ybr1 + 1.666
tyeua
- 35.632
D
51
- 47.284
D
52
- 21.074
D
74
- 37.795
D
1
+ 1.062
DT
1
0.921 68.951 1.984
04.1.1.1QX (1.71) (-7.88)
(15.69) (-4.74) (4.79) -(5.86) (-8.05)
(-3.35) (-4.59) (5.51)
(05) sbca = 64.146 - 0.864
T
+ 1.427 ipd12 - 1.554 ybr1 + 1.691
tyeua
- 35.474
D
51
- 46.865
D
52
- 20.832
D
74
- 36.976
D
1
+ 1.047
DT
1
0.920 66.851 1.922
05.1.1.1QX (2.01) (-7.69)
(15.20) (-4.97) (5.01) (-5.78) (-7.90)
(-3.28) (-4.45) (5.39)
(06) sbca = 80.012 - 0.843
T
+ 1.374 ipd18 - 1.681 ybr1 + 1.700
tyeua
- 36.443
D
51
- 46.111
D
52
- 20.571
D
74
- 35.661
D
1
+ 1.033
DT
1
0.908 55.379 1.718
06.1.1.1QX (2.32) (-6.51)
(13.36) (-4.97) (4.48) (-5.49) (-7.14)
(-3.00) (-3.94) (4.82)
(07) sbca = 93.840 - 0.845
T
+ 1.319 ipd24 - 1.778 ybr1 + 1.669
tyeua
- 37.263
D
51
- 45.579
D
52
- 20.183
D
74
- 34.276
D
1
+ 1.034
DT
1
0.885 42.612 1.428
07.1.1.1QX (2.44) (-5.84)
(11.26) (-4.70) (3.94) (-5.02) (-6.31)
(-2.63) (-3.38) (4.31)
(08) sbca = 45.047 - 0.867
T
+ 0.450 tcr1a0 - 0.953
ybr1
+ 1.584
tyeua
- 16.329
D
51
- 21.854
D
52
- 20.029
D
74
- 105.926
D
1
+ 2.874
DT
1
0.608 11.668 0.956
08.1.1.1QX (0.66) (-3.49)
(5.65) (-1.42) (2.12) (-1.15) (-1.57)
(-1.43) (-4.00) (4.97)
(09) sbca = 80.292 - 0.839
T
+ 0.418 tcr1a1 - 1.263
ybr1
+ 1.427
tyeua
- 18.138
D
51
- 25.689
D
52
- 20.297
D
74
- 92.002
D
1
+ 2.571
DT
1
0.724 16.400 0.98
09.1.1.1QX (1.39) (-3.74)
(6.73) (-2.20) (2.17) (-1.52) (-2.19)
(-1.71) (-4.42) (5.55)
(10) sbca = 124.312 - 0.839
T
+ 0.425 tcr1a2 - 1.726
ybr1
+ 1.205
tyeua
- 16.574
D
51
- 24.826
D
52
- 19.592
D
74
- 86.950
D
1
+ 2.392
DT
1
0.786 20.877 1.041
10.1.1.1QX (2.42) (-3.74)
(7.65) (-3.34) (1.98) (-1.54) (-2.37)
(-1.86) (-4.85) (5.96)
(11) sbca = 70.515 - 0.800
T
+ 0.382 tcr2a1 - 1.364
ybr1
+ 1.676
tyeua
- 13.830
D
51
- 18.193
D
52
- 17.648
D
74
- 67.770
D
1
+ 2.389
DT
1
0.508 7.7651 0.729
12.1.1.1QX (0.91) (-2.67)
(3.42) (-1.80) (1.91) (-0.81) (-1.04)
(-1.11) (-2.32) (3.43)
(12) sbca = 93.116 - 0.687
T
+ 0.460 tcr2a2 - 1.742
ybr1
+ 1.293
tyeua
- 6.359
D
51
- 12.855
D
52
- 17.294
D
74
- 76.947
D
1
+ 2.527
DT
1
0.592 9.6291 0.776
13.1.1.1QX (1.33) (-2.37)
(4.34) (-2.45) (1.54) (-0.39) (-0.80)
(-1.18) (-2.91) (4.04)
139
Tabela A.5
Resultados das regressões – método das variáveis instrumentais com mudanças na tendência em 1980 e 1994
ttttttttt
eDTDDTDDDDYYIPTsbca ++++++++++++=
27261514743522511
*
43210
δδδδδδδβββββ
2
R
F DW
(13) sbca = 17.334 - 0.880
T
+ 1.347 ipd00 - 1.038 ybr1 + 1.713
tyeua
- 37.603
D
51
- 45.705
D
52
- 22.038
D
74
- 38.109
D
1
+ 1.168
DT
1
- 33.376
D
2
+ 0.543
DT
2
0.900 48.107 1.747
01.1.1.2QX (0.47) (-7.02)
(6.55)
(-2.79) (4.53) (-5.55) (-6.98) (-3.07)
(-2.22) (2.67) (-0.59) (0.52)
(14) sbca = 29.679 - 0.914
T
+ 1.294 ipd04 - 1.117 ybr1 + 1.696
tyeua
- 37.600
D
51
- 47.828
D
52
- 22.160
D
74
- 30.855
D
1
+ 1.028
DT
1
- 57.769
D
2
+ 1.043
DT
2
0.916 56.906 1.947
02.1.1.2QX (0.87) (-7.49)
(7.00)
(-3.26) (4.84) (-5.96) (-7.87) (-3.35)
(-1.96) (2.50) (-1.16) (1.14)
(15) sbca = 33.455 - 0.906
T
+ 1.286 ipd06 - 1.151 ybr1 + 1.717
tyeua
- 37.120
D
51
- 47.797
D
52
- 22.088
D
74
- 26.684
D
1
+ 0.931
DT
1
- 66.000
D
2
+ 1.219
DT
2
0.923 61.614 2.029
03.1.1.2QX (1.02) (-7.72)
(7.30)
(-3.49) (5.11) (-6.11) (-8.18) (-3.47)
(-1.76) (2.33) (-1.41) (1.41)
(16) sbca = 43.294 - 0.914
T
+ 1.242 ipd09 - 1.218 ybr1 + 1.741
tyeua
- 36.666
D
51
- 47.732
D
52
- 21.772
D
74
- 21.914
D
1
+ 0.847
DT
1
- 86.264
D
2
+ 1.613
DT
2
0.931 68.909 2.142
04.1.1.2QX (1.39) (-8.23)
(7.76)
(-3.89) (5.48) (-6.37) (-8.63) (-3.62)
(-1.53) (2.23) (-2.04) (2.07)
(17) sbca = 50.642 - 0.911
T
+ 1.186 Ipd12 - 1.255
ybr1
+ 1.782
tyeua
- 36.774
D
51
- 47.488
D
52
- 21.593
D
74
- 16.101
D
1
+ 0.741
DT
1
- 110.863
D
2
+ 2.086
DT
2
0.935 73.891 2.215
05.1.1.2QX (1.68) (-8.50)
(8.03)
(-4.15) (5.81) (-6.61) (-8.88) (-3.71)
(-1.16) (2.00) (-2.88) (2.93)
(18) sbca = 61.552 - 0.912
T
+ 1.113 ipd18 - 1.316
ybr1
+ 1.800
tyeua
- 37.830
D
51
- 47.055
D
52
- 21.355
D
74
--- + 0.398
DT
1
- 154.251
D
2
+ 2.967
DT
2
0.940 85.887 2.273
06.1.1.2QX (2.10) (-8.28)
(8.33)
(-4.50) (5.83) (-7.00) (-8.98) (-3.77)
(3.73) (-4.64) (5.04)
(19) sbca = 68.327 - 0.936
T
+ 1.038 Ipd24 - 1.328
ybr1
+ 1.796
tyeua
- 38.871
D
51
- 46.944
D
52
- 21.151
D
74
--- + 0.463
DT
1
- 184.743
D
2
+ 3.513
DT
2
0.941 87.852 2.295
07.1.1.2QX (2.37) (-8.58)
(8.30)
(-4.59) (5.89) (-7.29) (-9.07) (-3.78)
(4.59) (-6.07) (6.49)
(20) sbca = 57.774 - 0.908
T
+ 1.038
tcr1a0
- 0.786
ybr1
+ 1.896
tyeua
- 30.495
D
51
- 37.066
D
52
- 21.664
D
74
- 55.391
D
1
+ 2.125
DT
1
- 240.382
D
2
+ 4.235
DT
2
0.842 28.385 1.264
08.1.1.2QX (1.28) (-5.40)
(8.30)
(-1.72) (3.95) (-3.22) (-3.94) (-2.37)
(-2.30) (3.72) (-4.43) (4.12)
(21) sbca = 88.198 - 0.855
T
+ 0.291
tcr1a2
- 1.194
ybr1
+ 1.549
tyeua
- 25.338
D
51
- 33.194
D
52
- 21.084
D
74
- 35.339
D
1
+ 1.473
DT
1
- 237.753
D
2
+ 4.435
DT
2
0.893 41.995 1.650
10.1.1.2QX (2.26) (-5.38)
(5.43)
(-2.99) (3.52) (-3.18) (-4.31) (-2.76)
(-1.95) (3.16) (-6.08) (5.91)
Fonte: elaboração própria a partir dos resultados do pacote computacional E-Views.
Notas: a hipótese H
0
(existência de raiz unitária) não pôde ser rejeitada (ao nível de 1%) para as séries c1d0a, c1d1a, c2d0a, c2d1a e c2d2a nos testes em que se considerou que houve
mudanças na tendência em 1980 e 1994 (teste exógeno, ver Tabela A.3). Portanto não seria recomendável utilizá-las nas regressões acima, já que os resultados tenderiam a ser espúrios. Nas
regressões em que se utilizou, alternativamente, ipd09, ipd12, 1pd18, ipd24 e c1d2a como proxies dos preços relativos (PR), a dummy D
1
(mudança no intercepto em 1980) mostrou-se muito
pouco significativa, por isso optou-se por não incluí-la nessas regressões.
140
Tabela A.6
Resultados das regressões – método das variáveis instrumentais com mudanças na tendência (escolha endógena)
ttttttttt
eDTDDTDDDDYYIPTsbca ++++++++++++=
27261514743522511
*
43210
δδδδδδδβββββ
T
Bj
2
R
F DW
(22) sbca = 21.453 - 0.800
T
+
1.523ipd00 - 1.201
ybr
1
+ 1.564
tyeua
- 36.339
D
51
- 44.904
D
52
- 22.793
D
74
- 37.816
D
1
+ 0.973
DT
1
+ 16.252
D
2
- 0.305
DT
2
(1978)
0.892 44.088 1.713
01.1.1.1QN (0.57) (-5.61) (9.01)
(-3.05) (3.85) (-5.13)
(-6.58)
(-3.07)
(-2.25)
(1.98)
(0.43)
(-0.43) (1993)
(23) sbca = 27.525 - 0.881
T
+ 1.438ipd04 - 1.194
ybr1
+ 1.620
tyeua
- 36.761
D
51
- 47.417
D
52
- 22.442
D
74
- 34.317
D
1
+ 0.988
DT
1
- 13.867
D
2
+ 0.266
DT
2
(1979)
0.908 51.157 1.886
02.1.1.1QN
(0.79) (-6.57) (9.12)
(-3.35)
(4.25)
(-5.51)
(-7.42)
(-3.23)
(-2.05)
(2.09)
(-0.39)
(0.39)
(1993)
(24) sbca = 31.130 - 0.880
T
+ 1.414ipd06 - 1.216
ybr1
+ 1.669
tyeua
- 36.425
D
51
- 47.456
D
52
- 22.235
D
74
- 30.902
D
1
+ 0.927
DT
1
- 25.333
D
2
+ 0.490
DT
2
(1979)
0.915 55.775 1.972
03.1.1.1QN
(0.93) (-6.85) (9.51)
(-3.56)
(4.58)
(-5.70)
(-7.75)
(-3.34)
(-1.92)
(2.03)
(-0.75)
(0.76)
(1993)
(25) sbca = 40.716 - 0.899
T
+ 1.371ipd09 - 1.280
ybr1
+ 1.726
tyeua
- 36.107
D
51
- 47.451
D
52
- 21.675
D
74
- 27.493
D
1
+ 0.886
DT
1
- 43.163
D
2
+ 0.832
DT
2
(1979)
0.923 61.659 2.086
04.1.1.1QN
(1.28) (-7.36) (9.96)
(-3.93)
(5.00)
(-5.93)
(-8.15)
(-3.43)
(-1.78)
(2.03)
(-1.39)
(1.39)
(1993)
(26) sbca = 52.687 - 0.858
T
+ 1.394ipd12 - 1.419
ybr1
+ 1.698
tyeua
- 35.386
D
51
- 46.767
D
52
- 21.727
D
74
- 19.456
D
1
+ 0.642
DT
1
- 47.190
D
2
+ 0.969
DT
2
(1981)
0.922 60.284 2.052
05.1.1.1QN
(1.66) (-7.75) (11.4)
(-4.56)
(5.09)
(-5.85)
(-8.01)
(-3.47)
(-0.91)
(1.15)
(-1.56)
(1.48)
(1992)
(27) sbca = 65.084 - 0.926
T
+ 1.232ipd18 - 1.428
ybr1
+ 1.785
tyeua
- 37.726
D
51
- 47.016
D
52
- 20.661
D
74
- 4.510
D
1
+ 0.442
DT
1
- 107.45
D
2
+ 2.122
DT
2
(1980)
0.932 67.638 2.222
06.1.1.1QN
(2.10) (-7.79) (9.75)
(-4.62)
(5.39)
(-6.53)
(-8.39)
(-3.43)
(-0.27)
(0.99)
(-3.74)
(3.70)
(1993)
(28) sbca = 80.567 - 0.834
T
+ 1.222ipd24 - 1.585
ybr1
+ 1.747
tyeua
- 37.469
D
51
- 45.632
D
52
- 21.156
D
74
+ 0.553
D
1
+ 0.259
DT
1
- 127.71
D
2
+ 2.531
DT
2
(1981)
0.915 54.215 2.110
07.1.1.1QN
(2.37) (-6.68) (8.50)
(-4.63)
(4.73)
(-5.85)
(-7.33)
(-3.19)
(0.03)
(0.49)
(-3.80)
(3.71)
(1993)
(29) sbca = 74.978 - 3.292
T
+ 0.458tcr1a2 - 1.019
ybr1
+ 1.278
tyeua
- 30.032
D
51
- 35.599
D
52
- 24.681
D
74
- 30.257
D
1
+ 2.765
DT
1
- 88.430
D
2
+ 2.302
DT
2
(1962)
0.793 18.067 1.040
10.1.1.1QN
(1.20) (-2.29) (8.04)
(-1.44)
(2.04)
(-2.37)
(-3.04)
(-2.20)
(-1.85)
(1.95)
(-4.51)
(4.46)
(1981)
(30) sbca = 108.77 - 1.128
T
+ 0.501tcr2a2 - 1.917
ybr1
+ 1.278
tyeua
- 7.578
D
51
- 13.241
D
52
- 19.089
D
74
+ 8.931
D
1
+ 0.028
DT
1
- 99.278
D
2
+ 3.117
DT
2
(1971)
0.571 7.540 0.800
11.1.1.1QN
(1.30) (-1.88) (4.27)
(-2.22)
(1.45)
(-0.45)
(-0.80)
(-1.24)
(0.17)
(0.02)
(-1.55)
(1.61)
(1981)
Fonte: elaboração própria a partir dos resultados do pacote computacional E-Views.
Notas: a hipótese H
0
(existência de raiz unitária) não pôde ser rejeitada (ao nível de 1%) para as séries c1d0a, c1d1a, c2d1a e c2d2a nos testes em que se considerou que houve mudanças na tendência (teste
endógeno, ver Tabela A.3), portanto não seria recomendável utilizá-las nas regressões acima, já que os resultados tenderiam a ser espúrios. T
Bj
denota os pontos de quebra na tendência, e as datas foram
domadas do teste endógeno de raiz unitária para as proxies representativas dos preços relativos, excetuando a séria ipd24 em que as datas de quebras tomadas referem-se à segunda escolha (segundo menor
valor de t, -8.4627).
141
Tabela A.7
Resultados das regressões – método das variáveis instrumentais com mudanças na tendência
tttttEXTtINTttt
eDTDDTDDDDYYIPTsbca
+
+
+
+
+
+
+
+
+
++
+
=
2726151474352251143210
δ
δ
δ
δ
δ
δ
δ
β
β
β
β
β
T
Bj
2
R
F DW
(31) sbca = 47.802 - 0.747
T
+ 1.385 ipd09 - 1.435
ybr1
+2.523
tymun
-35.889
D
51
-40.336
D
52
-23.941
D
74
-24.777
D
1
+0.760
DT
1
---
---
(1981)
0.915 63.452 2.046
04.1.2.1QX (1.46) (-6.21)
(14.21)
(-4.48)
(4.37)
(-5.64)
(-6.40)
(-3.73)
(-2.72)
(3.58)
(32) sbca = 27.114 - 0.730
T
+ 1.448 ipd09 - 1.218
ybr2
+1.607
tyeua
-32.409
D
51
-44.729
D
52
-26.584
D
74
-39.250
D
1
+0.988
DT
1
---
---
(1981)
0.903 54.250 1.833
04.2.1.1QX
(0.86) (-5.79)
(13.94)
(-3.82)
(4.33)
(-4.82)
(-6.85)
(-3.98)
(-4.23)
(4.63)
(33) sbca = 21.627 - 0.590
T
+ 1.377 ipd09 - 1.203
ybr2
+2.725
tymun
-33.515
D
51
-37.284
D
52
-28.742
D
74
-25.104
D
1
+0.663
DT
1
---
---
(1981)
0.905 55.045 1.907
04.2.2.1QX (0.69) (-4.53)
(13.21)
(-3.82)
(4.44)
(-4.99)
(-5.58)
(-4.40)
(-2.58)
(2.96)
(34) sbca = 52.394 - 0.822
T
+ 0.987 ipd18 - 1.213
ybr1
+2.775
tymun
-39.172
D
51
-40.379
D
52
-24.417
D
74
---
+0.483
DT
1
-150.994
D
2
+ 2.799
DT
2
1980
0.935 78.489 2.254
06.1.2.2QX 1.71 -6.96
6.66
-3.97
5.16
-6.84
-7.16
-4.20
4.17
-4.31
4.52
1994
(35) sbca = 25.719 - 0.704
T
+ 1.148 ipd18 - 1.015
ybr2
+1.777
tyeua
-33.907
D
51
-43.748
D
52
-27.352
D
74
---
+0.231
DT
1
-152.873
D
2
+ 2.954
DT
2
1980
0.913 58.906 2.017
06.2.1.2QX 0.85 -5.16
6.86
-3.20
4.79
-5.23
-6.93
-4.27
1.61
-3.75
4.10
1994
(36) sbca = 23.651 - 0.618
T
+ 1.001 ipd18 - 0.975
ybr2
+2.902
tymun
-35.981
D
51
-36.965
D
52
-29.486
D
74
---
+0.337
DT
1
-151.579
D
2
+ 2.813
DT
2
1980
0.912 58.312 2.071
06.2.2.2QX
0.78 -4.40
5.75
-3.07
4.66
-5.44
-5.66
-4.65
2.29
-3.70
3.90
1994
(37) sbca = 58.304 - 0.838
T
+ 1.126 ipd18 - 1.358
ybr1
+2.688
tymun
-38.814
D
51
-40.497
D
52
-23.600
D
74
- 2.571
D
1
+0.469
DT
1
- 98.627
D
2
+ 1.870
DT
2
(1980)
0.924 60.325 2.208
06.1.2.2QN (1.78) (-6.49)
(8.13)
(-4.16)
(4.60)
(-6.27)
(-6.63)
(-3.77)
(-0.15)
(0.99)
(-3.26)
(3.09)
(1993)
(38) sbca = 26.809 - 0.709
T
+ 1.216 ipd18 - 1.070
ybr2
+1.779
tyeua
-33.852
D
51
-43.705
D
52
-27.140
D
74
-12.199
D
1
+0.493
DT
1
-108.163
D
2
+ 2.081
DT
2
(1980)
0.906 48.891 2.021
06.2.1.2QN (0.86) (-4.95)
(8.21)
(-3.36)
(4.58)
(-5.02)
(-6.66)
(-4.08)
(-0.64)
(0.94)
(-3.21)
(3.09)
(1993)
(39) sbca = 25.717 - 0.616
T
+ 1.105 ipd18 - 1.063
ybr2
+2.865
tymun
-35.582
D
51
-36.804
D
52
-29.272
D
74
- 9.783
D
1
+0.515
DT
1
- 98.713
D
2
+ 1.814
DT
2
(1980)
0.903 47.014 2.079
06.2.2.2QN
(0.81) (-4.11)
(7.07)
(-3.28)
(4.34)
(-5.10)
(-5.33)
(-4.38)
(-0.50)
(0.96)
(-2.88)
(2.65)
(1993)
Fonte: elaboração própria a partir dos resultados do pacote computacional E-Views.
Notas: as proxies dos PR que geraram os resultados mais robustos em cada uma das equações reproduzidas nas Tabelas A.4, A.5 e A.6 [equações (04), (18) e (27)] foram selecionadas para compor
com as séries ybr2 e tymun, até então não avaliadas, as regressões acima. T
Bj
denota as mesmas datas de quebra na tendência tomadas nas equações (04), (18) e (27).
142
Tabela A.8
Resultados dos testes DFA, PP e KPSS de raiz unitária
Fonte: elaboração própria a partir dos resultados do pacote computacional E-Views.
Notas: * denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 10%; ** denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 5%; ***
denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 1%;
a
denota que a hipótese H
0
não pode ser rejeitada ainda que a 10%.
Valores críticos: -2.5889 (1%), -1.9441 (5%), -1.6146 (10%), sem intercepto e sem tendência; -3.4984 (1%), -2.8912
(5%), -2.5827 (10%), com intercepto e sem tendência; -4.0543 (1%), -3.4563 (5%), -3.1540 (10%), com intercepto e
tendência - para os testes DFA e Phillips-Perron (MacKinnon, 1996). 0.739 (1%), 0.463 (5%), 0.347 (10%), com
intercepto e sem tendência; 0.216 (1%), 0.146 (5%), 0.119 (10%), com intercepto e tendência - para o teste KPSS
(Kwiatkowski et al, 1992). Valores obtidos no pacote computacional E-views, versão 5.
Teste ADF
Teste PP
Teste KPSS
Séries
n
k
µ β α
t H
0
µ β α
t H
0
µ β
LM-St. H
0
sbca
104 2 - - -0,0524 -1,1774
a
- - -0,0934 -1,964
3
** 2102,2 - 0,1491
a
(3,955)
ip1
104 1 2,8916 - -0,0312 -1,7689
a
2,6183 - -0,0262 -1,7369
a
88,875 - 0,1556
a
(1,823)
(1,480)
(65,79)
tcre1
104 2 5,3696 - -0,0561 -1,7745
a
5,9310 - -0,0624 -2,0294
a
95,998 0,2176
a
(1,742)
(1,764)
(51,56)
tcr
104 2 - - -0,0035 -0,6386
a
- - -0,0045 -0,7062
a
169,23 -0,682 0,1423 *
(23,69) (-5,693)
uci
104 1 30,460 0,284 -0,4021 -5,1411 *** 30,460 0,0284 -0,4021 -5,1749 *** 76,485 0,0576 0,0785
a
(5,064) (2,493)
(5,063) (2,493)
(97,57) (4,378)
pib1
104 0 10,785 0,0929 -0,1374 -2,9127
a
10,785 0,0929 -0,1374 -3,0467
a
77,2586 0,0132 0,0883
a
(2,964) (3,064)
(2,964) (3,064)
(98,51) (47,927)
pib2
104 0 16,435 0,0878 -0,1892 -3,3353 * 16,435 0,0878 -0,1892 -3,2710 * 88,135 0,4122 0,0828
a
(3,263) (3,346)
(3,263) (3,346)
(69,13) (19,271)
cpib1
103 0 0.4704 - -0.8513 -8.6204 *** 0.4704 - -0.8513 -8,6714 *** 0.5394
-
0.0721
a
(2.363)
(2.363)
(2.817)
cpib2
103 0 - - -1.2433 -8.9617 *** - - -1.0088 -10.148 *** 0.3828 - 0.1068
a
(1.031)
pibe
104 5 5.5232 0.0569 -0.1139 -3.0812
a
6.771 0.0435 -0.1356 -3.1181 * 48.073 0.484 0.1303 *
(3.210) (3.161)
(3.266) (3.257)
(238.3) (142.9)
pie
104 8 11.049 0.0754 -0.1810 -3.6004 ** 32.661 0.2222 -0.5306 -6.8608 *** 61.61 0.4125 0.0584
a
(3.708) (3.537)
(6.162) (6.106)
(113.9) (45.47)
limpm
104 5 0.7913 0.0025 -0.1336 -3.0670
a
0.9543 0.0030 -0.1598 -2.9833
a
5.9519 0.0177 0.0764
a
(3.088) (3.242)
(3.103) (3.275)
(303.1) (53.65)
cpibe
103 4 0.4088 - -0.6110 -3.7902 *** 0.8711 - -1.3193 -13.406 *** 0.6510 - 0.0821
a
(3.558)
(10.23)
(10.07)
cpie
103 8 0.4373 - -0.7498 -3.5441 *** -1.469 - -0.7498 -21.148 *** 0.5070 - 0.0691
a
(2.907)
(2.907)
(1.390)
cimpm
103 8 1.4698 - -0.7704 -4.2564 *** 2.8003 - -1.5090 -17.490 *** 1.8679 - 0.2307
a
(3.017)
(5.562)
(3.417)
143
Tabela A.9
Resultados dos testes de raiz unitária considerando duas quebras estruturais
– Lee e Strazicich (2002) –
Modelo C
Modelo C
Teste Endógeno
Teste Exógeno
Séries n
λ
j
k T
B
DT
1
DT
2
φ
t H
0
λ k T
B
t
coef DT1
t
coef DT2
t H
0
sbca 104 0.24 8 86(1) -1680.7 -1281.9 -0.75 -4.97
a
0.54 8 93(4) -2.49 2.52 -3.10
a
0.66
97(1)
(-2.58) (-1.97)
0.86
02(1)
Ip1 104 0.54 12 93(4) -6.48 3.81 -0.21 -4.80
a
0.24 4 86(1) -1.85 2.39 -3.39
a
0.86
02(1)
(-4.83) (3.59)
0.66
97(1)
tcre1 104 0.35 8 88(4) -6.60 11.87 -0.36 -5.38 *
0.81
00(4)
(-3.88) (4.34)
tcr 104 0.35 8 88(4) -11.51 9.27 -0.24 -5.56 *
0.73
98(4)
(-4.86) (-4.86)
lpib1 104 0.18 10 84(2) 0.0389 -0.0244 -0.38 -5.34 *
0.40
90(2)
(3.92) (-3.81)
lpib2 104 0.20 11 85(1) 0.0947 -0.0715 -0.52 -5.95 **
0.40
90(2)
(4.33) (-4.56)
lpibe 104 0.28 12 87(1) 0.0100 -0.0057 -0.36 -5.73 **
0.48
92(2)
(4.74) (-5.03)
lpie 104 0.29 12 87(2) 0.0259 -0.0110 -0.32 -5.21
a
0.84
01(3)
(4.20) (-3.02)
limpm 104 0.26 12 86(3) 0.0638 -0.0657 -0.45 -5.02
a
0.79
00(3)
(4.53) (-4.10)
Fonte: elaboração própria a partir dos resultados do pacote computacional E-Views.
Notas: * denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 10%; ** denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 5%; ***
denota que a hipótese H
0
pode ser rejeitada a 1%;
a
denota que a hipótese H
0
não pode ser rejeitada mesmo a 10%. λj
denota a localização da quebra.
Valores críticos obtidos em Lee e Strazicich (2002, p. 19-20), Tabelas 1 e 2, para os testes exógeno e endógeno,
respectivamente.
144
Tabela A.10
Resultado do VAR básico
Vector Autoregression Estimates
Date: 07/10/07 Time: 00:36
Sample (adjusted): 1981Q1 2005Q4
Included observations: 100 after adjustments
Standard errors in ( ) & t-statistics in [ ]
uci
ip1
sbca
uci(-1)
0.679422 -0.027438 -119.6428
[7.59548] [-0.22739] [-1.16439]
uci(-2)
0.123907 -0.043628 -131.4989
[1.62657] [-0.42457] [-1.50279]
ip1(-1)
-0.119458 1.072949 55.56463
[-1.45509] [9.68874] [0.58921]
ip1(-2)
0.046437 -0.263293 173.3702
[0.65821] [-2.76662] [2.13928]
sbca(-1)
6.50E-05 0.000441 0.603689
[0.68758] [3.45810] [5.55746]
sbca(-2)
0.000185 -0.000100 -0.359154
[2.03680] [-0.81690] [-3.44586]
C
20.67880 19.74841 -1179.838
[4.06552] [2.87830] [-0.20193]
P86(4)
2.257270 1.967925 -4654.670
[1.54165] [0.99638] [-2.76750]
P90(2)
-14.45932 -1.329071 -2088.125
[-8.98475] [-0.61224] [-1.12957]
P90(3)
12.90946 -2.899114 -9216.280
[ 6.16529] [-1.02642] [-3.83177]
P91(1)
-5.456868 0.127510 -1675.919
[-3.25401] [0.05637] [-0.87001]
P92(1)
-5.747597 0.155220 1021.955
[-3.84427] [0.07696] [0.59505]
P94(4)
-1.927606 -0.297605 -4586.406
[-1.28037] [-0.14655] [-2.65209]
P95(2)
3.403582 -1.544631 -4138.982
[ 2.35824] [-0.79340] [-2.49656]
P99(1)
-0.868782 4.999007 4144.031
[-0.62141] [2.65071] [2.58039]
B93(4)
-2.369999 -12.95207 990.6445
[-1.03721] [-4.20213] [0.37743]
DT93(4)
0.046207 0.158813 -13.52696
[1.50351] [3.83088] [-0.38317]
B02(1)
0.378466 54.51990 -10385.52
[0.03931] [4.19773] [-0.93901]
DT02(1)
-0.015721 -0.580895 131.3163
[-0.15117] [-4.14073] [1.09921]
TR2
-0.256539 3.108527 2994.717
[-0.28245] [2.53724] [2.87043]
TR3
1.444698 -0.664862 156.7085
145
[2.46811] [-0.84204] [0.23307]
TR4
0.353251 3.518894 1099.211
[0.46086] [3.40334] [1.24843]
cpibe(-1)
-0.961637 1.165835 1302.821
[-2.42679] [2.18108] [2.86223]
cpibe(-2)
0.911641 -0.894156 98.33151
[2.17238] [-1.57957] [0.20399]
cpibe(-3)
-0.527895 0.892280 1042.063
[-1.33867] [1.67741] [2.30047]
cpib1
0.323244 -0.160679 -89.04105
[3.40809] [-1.25589] [-0.81728]
cpib1(-1)
0.456941 0.200379 -539.8488
[4.21978] [1.37182] [-4.34010]
cpib1(-2)
0.009964 0.358860 347.6651
[0.10505] [2.80485] [3.19103]
cpib1(-3)
0.221388 0.128417 -257.4640
[2.21229] [0.95131] [-2.23977]
R-squared 0.936529 0.988456 0.944503
Adj. R-squared 0.911498 0.983903 0.922616
Sum sq. resids 118.5136 215.6459 1.56E+08
S.E. equation 1.291977 1.742776 1484.079
F-statistic 37.41494 217.1117 43.15495
Log likelihood -150.3867 -180.3172 -855.0243
Akaike AIC 3.587734 4.186345 17.68049
Schwarz SC 4.343234 4.941844 18.43599
Mean dependent 79.25800 89.43110 2376.167
S.D. dependent 4.342884 13.73618 5334.974
Determinant resid covariance (dof adj.) 8603842.
Determinant resid covariance 3079410.
Log likelihood -1172.694
Akaike information criterion 25.19388
Schwarz criterion 27.46038
Fonte: EViews
146
Tabela A.11
Critérios de escolha do número de termos defasados
VAR Lag Order Selection Criteria
Endogenous variables: UCI IP1 SBCA
Exogenous variables: C P86_4 P90_2 P90_3 P91_1 P92_1 P94_4 P95_2 P99_1 B93_4 B93_4*T B02_3
B02_3*T TR2 TR3 TR4 CPIBE(-1) CPIBE(-2) CPIBE(-3) CPIB1 CPIB1(-1) CPIB1(-2) CPIB1(-3)
Date: 06/25/07 Time: 02:37
Sample: 1980Q1 2005Q4
Included observations: 96
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 -1348.083 NA 1.37e+09 29.52256 31.36569 30.26759
1 -1143.858 297.8280 23755494 25.45538 27.53891 26.29758
2 -1122.673 29.57121 18741466 25.20152 27.52546* 26.14089
3 -1107.397 20.36802* 16794751* 25.07077 27.63511 26.10732*
4 -1103.861 4.493994 19315796 25.18459 27.98935 26.31832
5 -1093.256 12.81370 19282872 25.15117 28.19633 26.38207
6 -1080.132 15.03840 18385175 25.06524 28.35081 26.39332
7 -1070.622 10.30254 19042469 25.05462 28.58060 26.47988
8 -1055.309 15.63126 17628964 24.92311* 28.68950 26.44555
* indicates lag order selected by the criterion
LR: sequential modified LR test statistic (each test at 5% level)
FPE: Final prediction error
AIC: Akaike information criterion
SC: Schwarz information criterion
HQ: Hannan-Quinn information criterion
Fonte: EViews
147
Tabela A.12
Avaliação da condição de estabilidade: raízes características
Fonte: EViews
Roots of Characteristic Polynomial
Endogenous variables: uci ip1 sbca
Exogenous variables: C P86_4 P90_2 P90_3 P91_1 P92_1
P94_4 P95_2 P99_1 B93_4 B93_4*T B02_1 B02_1*T TR2
TR3 TR4 CPIBE(-1) CPIBE(-2) CPIBE(-3) CPIB1 CPIB1(-
1) CPIB1(-2) CPIB1(-3)
Lag specification: 1 2
Date: 07/12/07 Time: 18:37
Root Modulus
0.853281 - 0.065128i 0.855763
0.853281 + 0.065128i 0.855763
0.257948 - 0.557443i 0.614232
0.257948 + 0.557443i 0.614232
0.228050 0.228050
-0.094450 0.094450
No root lies outside the unit circle.
VAR satisfies the stability condition.
148
Tabela A.13
Identificação do VAR estrutural
– Ordem de Cholesky:
t
uci →
t
ip1 →
t
sbca –
Structural VAR Estimates
Date: 07/12/07 Time: 23:13
Sample (adjusted): 1981Q1 2005Q4
Included observations: 100 after adjustments
Estimation method: method of scoring (analytic derivatives)
Convergence achieved after 18 iterations
Structural VAR is just-identified
Model: Ae = Bu where E[uu']=I
Restriction Type: short-run text form
@e1 = c(1)*@u1
@e2 = -c(2)*@e1 + c(3)*@u2
@e3 = -c(4)*@e1 - c(5)*@e2 + c(6)*@u3
where
@e1 represents UCI residuals
@e2 represents IP1 residuals
@e3 represents SBCA residuals
Coefficient Std. Error z-Statistic Prob.
C(2) -0.009659 0.134889 -0.071609 0.9429
C(4) 502.1706 100.8364 4.980054 0.0000
C(5) -169.3872 74.75335 -2.265949 0.0235
C(1) 1.291977 0.091357 14.14214 0.0000
C(3) -1.742731 0.123230 -14.14214 0.0000
C(6) 1302.750 92.11831 14.14214 0.0000
Log likelihood -1224.068
Estimated A matrix:
1.000000 0.000000 0.000000
-0.009659 1.000000 0.000000
502.1706 -169.3872 1.000000
Estimated B matrix:
1.291977 0.000000 0.000000
0.000000 1.742731 0.000000
0.000000 0.000000 1302.750
Fonte: EViews
149
Tabela A.14
Identificação do VAR estrutural
– Ordem de Cholesky:
t
ip1 →
t
uci →
t
sbca –
Structural VAR Estimates
Date: 07/13/07 Time: 02:29
Sample (adjusted): 1981Q1 2005Q4
Included observations: 100 after adjustments
Estimation method: method of scoring (analytic derivatives)
Convergence achieved after 19 iterations
Structural VAR is just-identified
Model: Ae = Bu where E[uu']=I
Restriction Type: short-run text form
@e1 = c(1)*@u1
@e2 = -c(2)*@e1 + c(3)*@u2
@e3 = -c(4)*@e1 - c(5)*@e2 + c(6)*@u3
where
@e1 represents IP1 residuals
@e2 represents UCI residuals
@e3 represents SBCA residuals
Coefficient Std. Error z-Statistic Prob.
C(2) -0.005308 0.074131 -0.071609 0.9429
C(4) -169.3872 74.75335 -2.265949 0.0235
C(5) 502.1706 100.8364 4.980054 0.0000
C(1) 1.742776 0.123233 14.14214 0.0000
C(3) 1.291944 0.091354 14.14214 0.0000
C(6) 1302.750 92.11831 14.14214 0.0000
Log likelihood -1224.068
Estimated A matrix:
1.000000 0.000000 0.000000
-0.005308 1.000000 0.000000
-169.3872 502.1706 1.000000
Estimated B matrix:
1.742776 0.000000 0.000000
0.000000 1.291944 0.000000
0.000000 0.000000 1302.750
Fonte: EViews
150
Tabela A.15
Função impulso-resposta
– Ordem de Cholesky:
t
uci →
t
ip1 →
t
sbca –
Response of uci: Response of ip1: Response of sbca:
Period
uci
ip1
sbca uci
ip1
sbca uci
ip1
sbca
1 1.29198 0.00000 0.00000 0.01248 1.74273 0.000000 -646.679 295.196 1302.7500
2 0.83426 -0.18899 0.08471 -0.30732 2.00008 0.574672 -544.276 275.041 786.4559
3 0.60929 -0.21396 0.28080 -0.58772 1.78413 0.830936 -380.935 495.901 28.6838
4 0.44791 -0.20596 0.27592 -0.71641 1.59304 0.662864 -303.025 696.927 -164.0762
5 0.34800 -0.13693 0.17629 -0.74838 1.51234 0.397372 -321.528 693.232 1.6018
6 0.27116 -0.05137 0.10706 -0.75498 1.45209 0.252070 -351.593 571.878 139.5217
7 0.20050 0.01020 0.09229 -0.75858 1.35016 0.216591 -346.676 463.290 130.5605
8 0.13786 0.04253 0.09608 -0.75024 1.21548 0.202462 -315.695 406.594 59.3247
9 0.08831 0.05971 0.09057 -0.72237 1.08009 0.166658 -282.133 374.250 14.0918
10 0.05185 0.07274 0.07481 -0.67886 0.95979 0.119116 -255.839 337.907 8.0918
11 0.02494 0.08346 0.05869 -0.62811 0.85247 0.080082 -233.891 293.607 14.4754
12 0.00439 0.08999 0.04755 -0.57573 0.75221 0.055264 -211.708 250.103 14.0736
13 -0.01131 0.09174 0.04029 -0.52356 0.65750 0.039106 -188.493 213.381 6.8452
14 -0.02272 0.08996 0.03420 -0.47203 0.57009 0.025841 -165.885 183.126 -0.2404
15 -0.03038 0.08626 0.02821 -0.42183 0.49154 0.013943 -145.238 156.755 -3.7775
16 -0.03509 0.08155 0.02265 -0.37398 0.42184 0.004248 -126.754 132.858 -4.8118
17 -0.03760 0.07614 0.01801 -0.32930 0.36013 -0.002710 -110.076 111.463 -5.3137
18 -0.03851 0.07020 0.01433 -0.28817 0.30557 -0.007371 -94.948 92.884 -6.0268
19 -0.03821 0.06399 0.01135 -0.25068 0.25762 -0.010502 -81.336 77.044 -6.6922
20 -0.03700 0.05777 0.00885 -0.21675 0.21584 -0.012613 -69.255 63.554 -6.9791
21 -0.03516 0.05173 0.00675 -0.18629 0.17971 -0.013916 -58.648 52.027 -6.8823
22 -0.03290 0.04599 0.00502 -0.15918 0.14865 -0.014519 -49.388 42.203 -6.5790
23 -0.03039 0.04060 0.00364 -0.13523 0.12207 -0.014560 -41.335 33.904 -6.2070
24 -0.02778 0.03561 0.00254 -0.11421 0.09945 -0.014199 -34.364 26.959 -5.8054
Fonte: EViews
151
Tabela A.16
Decomposição da variância
– Ordem de Cholesky:
t
uci →
t
ip1 →
t
sbca –
Variance Decomposition of uci:
Variance Decomposition of ip1:
Variance Decomposition of sbca:
Period
S.E.
uci
ip1
sbca
S.E.
uci
ip1
sbca
S.E.
uci
ip1
sbca
1 1.29 100.00 0.00 0.00 1.74 0.01 99.99 0.00 1484.08 18.99 3.96 77.06
2 1.55 98.22 1.48 0.30 2.73 1.27 94.31 4.43 1786.87 22.38 5.10 72.53
3 1.70 94.23 2.81 2.96 3.42 3.77 87.50 8.74 1893.34 23.98 11.40 64.62
4 1.80 91.12 3.84 5.03 3.90 6.28 84.09 9.62 2046.75 22.71 21.35 55.94
5 1.84 90.10 4.20 5.69 4.26 8.33 82.77 8.90 2184.75 22.10 28.81 49.10
6 1.87 89.95 4.17 5.88 4.57 9.96 82.00 8.04 2289.82 22.47 32.46 45.07
7 1.88 89.84 4.12 6.04 4.83 11.38 81.22 7.40 2365.41 23.21 34.26 42.54
8 1.89 89.62 4.13 6.25 5.04 12.66 80.39 6.95 2421.50 23.85 35.51 40.65
9 1.89 89.35 4.21 6.44 5.21 13.78 79.60 6.62 2466.48 24.29 36.53 39.18
10 1.90 89.08 4.34 6.57 5.34 14.72 78.94 6.34 2502.64 24.64 37.30 38.06
11 1.90 88.83 4.52 6.65 5.45 15.49 78.38 6.12 2530.68 24.95 37.83 37.22
12 1.90 88.57 4.73 6.69 5.53 16.12 77.93 5.95 2551.84 25.23 38.16 36.61
13 1.90 88.33 4.95 6.72 5.59 16.63 77.55 5.82 2567.68 25.46 38.38 36.16
14 1.91 88.11 5.16 6.73 5.64 17.04 77.23 5.73 2579.55 25.64 38.53 35.83
15 1.91 87.91 5.35 6.74 5.68 17.37 76.97 5.65 2588.39 25.78 38.64 35.59
16 1.91 87.74 5.52 6.74 5.71 17.63 76.77 5.60 2594.90 25.89 38.71 35.41
17 1.91 87.60 5.67 6.73 5.73 17.84 76.61 5.56 2599.62 25.97 38.75 35.28
18 1.91 87.48 5.79 6.72 5.74 17.99 76.48 5.53 2603.02 26.04 38.78 35.19
19 1.92 87.39 5.90 6.72 5.76 18.11 76.38 5.50 2605.44 26.09 38.79 35.12
20 1.92 87.31 5.98 6.71 5.76 18.20 76.31 5.49 2607.15 26.12 38.80 35.08
21 1.92 87.25 6.05 6.71 5.77 18.27 76.25 5.48 2608.33 26.15 38.80 35.05
22 1.92 87.20 6.10 6.70 5.77 18.32 76.21 5.47 2609.15 26.17 38.81 35.03
23 1.92 87.17 6.14 6.70 5.78 18.36 76.18 5.47 2609.71 26.18 38.81 35.01
24 1.92 87.14 6.17 6.69 5.78 18.38 76.15 5.46 2610.08 26.19 38.81 35.00
Fonte: EViews
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