Análises para o período de janeiro 2000 a julho

4.3.1 Testes de raiz unitária

Destaca-se que, todos os procedimentos eco- QRPpWULFRVIRUDPUHDOL]DGRVFRPDVYDULiYHLVH[- SUHVVDVHPORJDULWPRVQDWXUDLVD¿PGHHVWDELOL]DU a variância das variáveis. Além disso, conforme já PHQFLRQDGRDYDULiYHO(;3257IRLXWLOL]DGDHP VXDIRUPDGHVVD]RQDOL]DGD(;3257B6$&RPR uma das etapas das análises econométricas com VpULHVWHPSRUDLVHVWiDYHUL¿FDomRGDHVWDFLRQDULH- dade das séries. Se elas não forem estacionárias, UHDOL]DVHDOJXPSURFHGLPHQWRSDUDHVWDFLRQDUL]i- -las (em geral, aplica-se a primeira diferença nas mesmas, dado que a maioria das séries econômicas é I(1), ou seja, integradas de primeira ordem).

1HVWD SHVTXLVD IRUDP XWLOL]DGRV RV VHJXLQWHV WHVWHV GH UDL] XQLWiULD Augmented Dickey-Fuller – ADF (Dickey; Fuller, 1981); Phillips-Perron – PP (Phillips; Perron, 1988); e, Kwiatkowski- -Phillips-Schmidt-Shin – KPSS (Kwiatkowski et

al., 1992)111DUHDOL]DomRGRWHVWH$')IRLXWLOL-

]DGR R FULWpULR GH LQIRUPDomR GH Schwarz (SIC) com o número de defasagens escolhido de forma automática e um máximo de 11 defasagens. No caso do teste PP, adotou-se o método de estimação espectral de Barllet Kernel e o critério de seleção de defasagens automático de Newey-West Bandwi- dth3DUDRWHVWH.366WDPEpPIRUDPXWLOL]DGRV a estimação espectral de Barllet Kernel e o crité- rio Newey-West Bandwidth. Tomando como base D7DEHODHRVJUi¿FRVHFRUUHORJUDPDVGDVVp- ries, concluiu-se que todas as variáveis foram não estacionárias em nível, quando analisado o perío- do de janeiro de 2000 a julho de 2007. Aplicada a primeira diferença nas séries, elas tornaram-se HVWDFLRQiULDV9DOHPHQFLRQDUTXHQmRH[LVWHXP consenso na literatura no que se refere a trabalhar FRPDVYDULiYHLVQRPRGHOR9$5HPQtYHOHRX em primeira diferença. Sims (1980) e Sims, Stock e Watson (1990), por exemplo, não veem maiores problemas em se trabalhar com variáveis estacio- QiULDVHQmRHVWDFLRQiULDVHPXPPRGHOR9$5

11 ,PSRUWDQWHGL]HUTXHRWHVWH.366pXPWHVWHDVVLQWyWLFRHTXH HOHGHYHVHUXWLOL]DGRHPFRPSOHPHQWRDRVGHPDLVWHVWHVGHUDL] unitária (BUENO, 2011). Assim, as conclusões sobre a existência GHUDL]XQLWiULDIRUDPIHLWDVSULPHLUDPHQWHWRPDQGRFRPREDVHRV testes ADF e PP, e, em caso de divergência entre os testes ADF e 33XWLOL]RXVHRWHVWH.366FRPRFULWpULRGHGHVHPSDWH&RPR FULWpULRGHGHVHPSDWHWDPEpPIRUDPDQDOLVDGRVRVJUi¿FRVHRV correlogramas (funções de autocorrelação) das séries.

7DEHOD±7HVWHVGHUDL]XQLWiULDSDUDDVYDULiYHLVHPQtYHOD Variável ADF K PP K KPSS K LEXPORT_SA -0,8222ns _{2 (cc) -1,3650}ns _{5 (cc) 1,2248*** 7 (cc)} LTXCAMB -2,3347ns _{1 (ct) -1,9373}ns _{1 (ct) 0,2471*** 7 (ct)} LPREXPORT -2,3560ns _{1 (cc) -2,8969}ns _{4 (cc) 1,3087*** 6 (ct)} LRENDAEXT -1,3763ns _{0 (ct) -1,4284* 2 (ct) 0,2571*** 7 (ct)} LRENDAINT 0,8049ns _{11 (ct) -4,5873}ns _{4 (ct) 0,2180*** 4 (ct)}

Fonte: elaborada pelo autor com base nos dados da pesquisa.

1RWDV 6LJQL¿FDWLYRD 6LJQL¿FDWLYRDns1mRVLJQL¿FDWLYRD. Q~PHURGHGHIDVDJHQVGHFDGDWHVWHSDUDFDGD

variável; 3) L = indica que as variáveis estão expressas em logaritmos; 4) (ct) representa com constante e com tendência e (cc) com cons- WDQWH/ LQGLFDTXHDVYDULiYHLVHVWmRH[SUHVVDVHPORJDULWPRVH6$ VpULHGHVVD]RQDOL]DGD

4.3.2 Teste de cointegração de Johansen

Neste item será apresentado o teste de cointe- gração de Johansen. Cabe mencionar que na rea- OL]DomRGRWHVWHGHFRLQWHJUDomRDGRWRXVHRORJD- ritmo das variáveis em nível (e não em primeira diferença), conforme determinado pela literatura. 3DUDDUHDOL]DomRGRWHVWHpGHVXPDLPSRUWkQFLD determinar o número de defasagens do modelo. 3DUD WDQWR HVWLPRXVH XP9$5 LUUHVWULWR REVHU- YDQGR RV FULWpULRV GH UD]mR GH YHURVVLPLOKDQoD /5GRHUURGHSUHYLVmR¿QDO)3(GH$NDLNH $,&GH6FKZDU]6&HGH+DQQDQ4XLQQ+4

2VFULWpULRV6&H+4LQGLFDUmRDDGRomRGHXPD defasagem (Tabela 3). No entanto, optou-se por trabalhar com duas defasagens, baseando-se nos critérios LR, FPE e AIC, dado que o modelo com uma defasagem apresentou autocorrelação dos re- síduos e heteroscedasticidade.

7DEHOD±'HWHUPLQDomRGRQ~PHURGHGHIDVDJHQVGRPRGHOR9$5D

Defasagem LR FPE AIC SC HQ

0 NA 4,71e-11 -9,588320 -9,442607 -9,529780 1 597,7653 3,67e-14 -16,74910 -15,8748* -16,3978* 2 54,2912* 3,17e-14* -16,9007* -15,29789 -16,25680 3 37,30857 3,37e-14 -16,85517 -14,52375 -15,91854 4 26,65448 4,14e-14 -16,68267 -13,62269 -15,45334 5 32,02917 4,54e-14 -16,64217 -12,85363 -15,12015 6 25,06041 5,56e-14 -16,52170 -12,00458 -14,70697 7 34,79774 5,44e-14 -16,65966 -11,41399 -14,55224 8 24,30295 6,58e-14 -16,63590 -10,66165 -14,23578

Fonte: elaborada pelo autor com base nos dados da pesquisa.

1RWDV ,QGLFDDRUGHPVHOHFLRQDGDSHORFULWpULRH/5 UD]mRGHYHURVVLPLOKDQoD)3( HUURGHSUHYLVmR¿QDO$,& $NDLNH6&  6FKZDU]H+4 +DQQDQ4XLQQ

3DUDYHUL¿FDUDVUHODo}HVGHFRLQWHJUDomRDGR- WRXVHRWHVWHGHPi[LPRDXWRYDORUXPDYH]TXH o mesmo tende a apresentar resultados mais robus- tos que o teste de traço (BUENO, 2011). Na Tabela 4 é apresentado o teste máximo autovalor . O teste revelou a presença de apenas um vetor de cointe- gração, demonstrando a existência de uma relação GHORQJRSUD]RHQWUHDVYDULiYHLV/(;3257B6$ LTXCAMB, LPREXPORT, LRENDAEXT e LRENDAINT.

Tabela 4 – Resultados do teste de máximo autova- lor: 01/2000 a 07/2007

H0 H1 LR^_max LR_max (crítico) Valor-p r = 0 r = 1 55,2454 33,8769 0,0000***

r = 1 r = 2 21,0706 27,5843 0,2720ns

r = 2 r = 3 14,0592 21,1316 0,3602ns

Fonte: elaborada pelo autor com base nos dados da pesquisa. 1RWD 6LJQL¿FDWLYRDHns1mRVLJQL¿FDWLYRD

4.3.3 Vetor de Correção de Erros (VECM)

Após determinar a relação de cointegração, o 9(&0 IRL HVWLPDGR SDUD HVWDEHOHFHU R FRPSRU- tamento dinâmico das exportações de rochas or- QDPHQWDLV8PDYH]TXHRPHOKRU9$5LUUHVWULWR pDTXHOHFRPGXDVGHIDVDJHQVR9(&0IRLWUD- balhado com uma defasagem12_{. Na Tabela 5 são}

apresentados os resultados relativos à equação GHHTXLOtEULRGHORQJRSUD]RTXHFRUUHVSRQGHDR DXWRYHWRUQRUPDOL]DGRSDUDDVH[SRUWDo}HV'HV- taca-se que os sinais devem ser interpretados de maneira inversa.

12 2 PRGHOR DSUHVHQWRX WRGDV DV UDt]HV GR SROLQ{PLR GHQWUR GR FtUFXOR XQLWiULR VDWLVID]HQGR D FRQGLomR GH HVWDELOLGDGH$OpP disso, os resultados foram satisfatórios para não autocorrelação XWLOL]DUDPVHTXDWURGHIDVDJHQV

2EVHUYDVHTXHRFRH¿FLHQWHGDWD[DGHFkPELR IRLQmRVLJQL¿FDWLYRHVWDWLVWLFDPHQWH0HVPRDV- VLPFDEHQRWDUTXHWDOFRH¿FLHQWHDSUHVHQWRXVLQDO contrário à teoria econômica, indo de encontro à condição de Marshall-Lerner. O resultado corro- bora a Figura 1, que demonstra que as variáveis EXPORT e TXCAMB caminharam, em geral, em direções opostas ao longo do período de janeiro de DMXOKRGH1RSHUtRGRRFRH¿FLHQWHGH correlação de Pearson entre as duas variáveis foi de -0,7870 (forte correlação negativa).

Conforme esperado, a renda externa afetou positivamente as exportações de rochas no longo SUD]R2FRH¿FLHQWHHVWLPDGRIRLHVWDWLVWLFDPHQWH VLJQL¿FDWLYR H UHYHOD TXH XP DXPHQWR GD UHQGD externa de 1% acarretou em uma elevação de cer- ca de 5,43% nas exportações. A variável preço das H[SRUWDo}HVWDPEpPDSUHVHQWRXLPSDFWRVLJQL¿FD- tivo e relevante sobre as exportações capixabas de URFKDV$UHQGDLQWHUQDQmRIRLVLJQL¿FDWLYD(P síntese, mesmo havendo queda da taxa de câmbio efetiva real, entre 01/2000 e 07/2007, o crescimen- to do preço das exportações e, principalmente, da renda externa (demanda mundial), levou ao forte aumento das exportações de rochas capixabas no período em análise. Lembrando, novamente, que o principal importador de rochas do Espírito San- to, em termos de valores, são os Estados Unidos. Logo, o bom desempenho dos indicadores econô- micos americanos é fundamental para a elevação das exportações.

138

Edson Zambon Monte

Rev. Econ. NE, Fortaleza, v. 49, n. 3, p. 129-145, jul./set., 2018

7DEHOD±(VWLPDWLYDGHORQJRSUD]RGRYHWRUGHFRLQWHJUDomRD

LEXPORT_SA LTXCAMB LPREXPORT LRENDAEXT LRENDAINT CONSTANTE

1,000000 0,6667 -2,2405 -5,4347 0,7448 15,7991

(0,5542) (0,2630) (2,3901) (0,8105)

Fonte: elaborada pelo autor com base nos dados da pesquisa.

Notas: 1) Os valores entre parênteses representam os erros padrão das estimativas; 2) L = indica que as variáveis estão expressas em logaritmos; H6$ VpULHGHVVD]RQDOL]DGD

1RTXHWDQJHDRVFRH¿FLHQWHVGHFXUWRSUD]R seus valores demonstram as velocidades de ajus- tamento das variáveis consideradas no modelo, HPGLUHomRDRHTXLOtEULRGHORQJRSUD]R$VVLP XPEDL[RYDORUGRFRH¿FLHQWHUHYHODTXHGLDQWH GHXPGHVHTXLOtEULRWUDQVLWyULRGHFXUWRSUD]RD velocidade de ajuste é lenta em direção ao equi- OtEULRGHORQJRSUD]R'HDFRUGRFRPD7DEHOD

QRFXUWRSUD]RRFRH¿FLHQWHGDYDULiYHOH[SRUWD- ções foi igual a 0,4657, demonstrando que os de- sequilíbrios transitórios das exportações capixabas de rochas foram corrigidos a uma velocidade de 46,57%. Assim, para a variável exportações, esses desequilíbrios são corrigidos de forma relativa- mente rápida, o que não acontece com as demais variáveis.

7DEHOD±(VWLPDWLYDGHFXUWRSUD]RGRYHWRUGHFRLQWHJUDomRD

DLEXPORT_SA DLTXCAMB DLPREXPORT DLRENDAEXT DLRENDAINT

-0,4637 -0,0381 0,4026 -0,0017 -0,0107

(0,0722) (0,0171) (0,0688) (0,0021) (0,0160)

Fonte: elaborada pelo autor com base nos dados da pesquisa.

1RWDV2VYDORUHVHQWUHSDUrQWHVHVUHSUHVHQWDPRVHUURVSDGUmRGDVHVWLPDWLYDV' VLJQL¿FDDSULPHLUDGLIHUHQoDGDYDULiYHO/ LQGLFD TXHDVYDULiYHLVHVWmRH[SUHVVDVHPORJDULWPRVH6$ VpULHGHVVD]RQDOL]DGD

)LQDOL]DGD D HWDSD GH LGHQWL¿FDomR H HVWLPD- omRGR9(&0VHUmRDQDOLVDGDVDVIXQo}HVGHLP- pulso-resposta. Ressalta-se que, antes de estimar as funções de impulso-resposta, é fundamental LGHQWL¿FDU R RUGHQDPHQWR GH &KROHVN\ GR PR- GHOR9$5XPGRVPpWRGRVPDLVSRSXODUHVSDUD WDO¿QDOLGDGH,VVRSRUTXHDVIXQo}HVGHLPSXOVR- -resposta são sensíveis à ordenação das variáveis. Esta pesquisa adotou, como método de ordenação das variáveis, o de informação a priori (teoria eco- nômica, conhecimento do mercado, artigos, entre outros)13_{. A ordenação adotada foi: LRENDAEXT,}

LTXCAMB, LPREXPORT, LRENDAINT e LEX- PORT_SA. Devido à importância da ordenação de Cholesky para a correta estimação das funções de LPSXOVRUHVSRVWD WDPEpP VH XWLOL]RX D IXQomR LPSXOVRUHVSRVWDJHQHUDOL]DGD14_{, o que não alterou}

VLJQL¿FDQWHPHQWHWDLVIXQo}HV

13 9DOHOHPEUDUTXHYiULRVDXWRUHVEUDVLOHLURVSDVVDUDPDMXVWL¿FDU a ordenação das variáveis em seus modelos com base no Teste de Causalidade de Granger (Block Exogeneity Wald Tests). 1R HQWDQWR VHJXQGR &DYDOFDQWL  D LGHQWL¿FDomR GR RUGHQDPHQWRGRPRGHOR9$5DWUDYpVGDFDXVDOLGDGH*UDQJHUQmR VHULD DSURSULDGD XPD YH] TXH D RUGHQDomR GH &KROHVN\ LQGLFD causalidade contemporânea entre as variáveis, ao passo que o teste de Granger se refere à causalidade de precedência temporal. 14 3DUDGHWDOKHVGDIXQomRLPSXOVRUHVSRVWDJHQHUDOL]DGD/WNHSRKO

(1991), Koop, Pesaran e Potter (1996) e Pesaran e Shin (1998).

Na Figura 2 são demonstradas as funções de impulso-resposta para as exportações de rochas. ,QLFLDOPHQWHSDUDH[HPSOL¿FDUDDQiOLVHGHXPD função de impulso-resposta, toma-se o caso do efeito da variável LPREXPORT sobre as expor- tações. Nota-se que, uma elevação de um desvio padrão na LPREXPORT causou efeitos positivos e sucessivos sobre as exportações a partir do se- JXQGRPrVDSyVRFKRTXH$OpPGLVVRDR¿QDOGR SHUtRGRGHPHVHVDVH[SRUWDo}HV¿FDUDPEHP acima do patamar inicial (antes do choque na va- riável LPREXPORT). Observa-se, ainda, que a variável LRENDAEXT também impactou positi- vamente as exportações após o segundo período, e a taxa de câmbio revelou efeitos contrários aos esperados, assim como a renda interna. Esses re- sultados corroboram novamente a importância da renda externa e do preço de exportação para as H[SRUWDo}HVGHURFKDVHPDLVXPDYH]GHPRQV- tram que, para o período entre 01/2000 e 07/2007, a taxa de câmbio não se mostrou relevante.

Figura 2 – Funções de impulso-resposta para exportações de rochas: 01/2000 a 07/2007

Fonte: elaborada pelo autor com base nos dados da pesquisa.

1RWDV/ LQGLFDTXHDVYDULiYHLVHVWmRH[SUHVVDVHPORJDULWPRV6$ VpULHGHVVD]RQDOL]DGD(;3257B6$ H[SRUWDo}HVGHURFKDV TXCAMB = Taxa de câmbio real efetiva; PREXPORT = Preço de exportação; RENDAEXT = renda externa; e, RENDAINT = renda interna.

4.4 Análises para o período de janeiro 2009