Arabica

Analisando o café do tipo arabica, observou-se a não significância dos componentes de custos locais (WFERBRA,WMAQCOL,WTRACOL e WFERMEX). Pelo princípio da parcimônia optou-se por não levá-los em consideração nas regressões a seguir. Conforme dito, instrumentalizou-se a quantidade exportada por cada um dos países, através do câmbio do país tratado. Vale dizer que o teste de exogeneidade de Wu-Hausman, mencionado anteriormente, foi aplicado, através de regressões artificiais, exclusivamente à quantidade exportada29_.

Definido o arcabouço, voltemos nossas atenções, primeiramente, para os resultados mexicanos.

Método de Estimação SUR 2SLS 3SLS

R2 0.891056 0.866367 0.881813 Estatística h de Durbin 1.335773 0.721417 0.739712 Estatística Hausman-WU - 1.900924 - (P-value=0,07) C -21.010730 -30.518450 -30.014100 (5.620981) (10.620000) (9.766248) PAMEX(-1) 0.637675 0.628409 0.575448 (0.074131) (0.101633) (0.090265) QAMEX -0.031157 -0.123820 -0.096596 (0.017066) (0.058327) (0.052233) EBRA -0.000841 0.003110 0.004543 (0.010975) (0.020038) (0.018422) ECOL -1.397397 -1.887406 -1.910900 (0.304475) (0.514156) (0.472709) ZGDPUSA 3.504277 5.047603 4.986344 (0.865404) (1.618085) (1.488115)

Desvios padrões em parênteses. A variável C corresponde a constante.

Instrumentos: Todas as variáveis independentes mais ENOMMEX.

SUR e 3SLS foram obtidos estimando conjuntamente as equações do Brasil e Colômbia

Exportações mexicanas de grãos de café arábica para o mercado americano. Variável dependente: PAMEX. Período da amostra: 1991:01-2000:04.

Tabela 4

Conforme podemos observar, em adição a quantidade exportada para o mercado americano, utilizou-se como regressores uma constante, o preço do café arabica mexicano defasado um período, a taxa de câmbio Real/US$ e a taxa de câmbio peso colombiano/US$. Utilizou-se como instrumentos o câmbio peso mexicano/dólar além das demais variáveis

independentes. O R2 _{alto da tabela 4 indica que a especificação escolhida explica uma}

fração bastante considerável das variações nos dados. O coeficiente de maior interesse nesta tabela está relacionado ao QAMEX: a elasticidade da demanda residual. O valor

absoluto deste coeficiente corresponde a um valor aproximado do mark-up sobre o custo marginal. Aplicando o teste de Wu-Hausman, observamos que, ao nível de significância de 90%, podemos rejeitar a hipótese de que a quantidade exportada é exógena.

Com relação aos parâmetros estimados, observamos que todos os três métodos de estimação fornecem elasticidades da demanda residual com o sinal esperado, isto é, com sinal negativo. O valor desta elasticidade, em todos os métodos de estimação utilizados, é, no entanto, relativamente baixo. O resultado obtido analisando as equações isoladamente via 2SLS é de -0.124. Ao estimarmos o sistema como um todo, através dos métodos SUR e 3SLS, observamos um viés de simultaneidade razoável. Este é traduzido na diferença entre os valores estimados para a elasticidade da demanda residual entre nos dois métodos. O valor encontrado passou de -0.031 através do SUR para -0.097 através do 3SLS. Este último aponta para um parâmetro diferente de zero com um nível de significância de 90%.

Com relação as demais variáveis estimadas, vale observar a não significância do câmbio brasileiro e a grande significância do câmbio colombiano e do PIB americano. O sinal encontrado nestas duas últimas variáveis é esperado e bastante intuitivo. O sinal negativo do câmbio colombiano equivale a dizer que quando a taxa peso/US$ cai, isto é, o peso colombiano se valoriza, aumenta o custo do país concorrente e o preço mexicano pode aumentar. Dito de outra forma, a estrutura de custos colombiana tem um efeito considerável na determinação do preço mexicano.

O caso colombiano é interessante e reflete um aspecto crucial deste mercado, qual seja: o poder de mercado colombiano é diferenciado. Os resultados do caso colombiano encontra-se na tabela 5.

Método de Estimação SUR 2SLS 3SLS R2 0.923786 0.830855 0.867803 Estatística h de Durbin 0.688281 * * Estatística Hausman-WU 2.278449 - (P-value=0,03) C -101.470400 -190.555300 -184.476100 (26.798100) (76.676410) (65.323300) T -0.165505 -0.310495 -0.302388 (0.045479) (0.128786) (0.108969) PACOL(-1) 0.764257 0.637773 0.605274 (0.082266) (0.212339) (0.186250) QACOL -0.223970 -0.863305 -0.736501 (0.053926) (0.456051) (0.373429) EBRA 0.039812 0.051417 0.055210 (0.009863) (0.021750) (0.018625) EMEX -0.263568 -0.373689 -0.325616 (0.151351) (0.345322) (0.284584) ZGDPUSA 12.065970 23.119410 22.273010 (3.109661) (9.164897) (7.829292) ZESTUSA -0.175064 -0.350642 -0.337529 (0.044275) (0.159329) (0.136248)

Desvios padrões em parênteses.

As variáveis C e T correspondem a constante e tendência.

Instrumentos: Todas as variáveis independentes mais ENOMCOL e QACOL(-1). SUR e 3SLS foram obtidos estimando conjuntamente as equações do Brasil e México.

* A grande variância do parâmetro estimado para PACOL(-1) não permite a aplicação do teste h de Durbin Exportações colombianas de grãos de café arábica para o mercado americano. Variável dependente: PACOL. Período da amostra: 1991:01-2000:04.

Tabela 5

A estrutura desta regressão é a mesma da regressão anterior, exceto pela inclusão da

linha de tendência30 _{e do estoque de café verde em poder dos EUA. Verificamos novamente}

um bom ajuste do modelo (R2 _{alto e h de Durbin não significante). Notamos ainda, pelo}

teste de Wu-Hausman, que rejeita-se fortemente a hipótese de exogeneidade da quantidade exportada. Observa-se que o p-value encontrado é próximo de zero. A magnitude do viés de simultaneidade também é grande. A elasticidade da demanda residual muda de -0.27 estimando via OLS para -0.86 por 2SLS. Ao considerarmos o sistema como um todo, a elasticidade muda de -0.22 via SUR para -0.74 por 3SLS. O alto valor desta elasticidade é um grande indicativo do poder de mercado colombiano. Dito de outra forma, a Colômbia tem uma grande capacidade de influenciar os preços praticados neste mercado.

Tanto o câmbio Real/Dólar quanto o câmbio peso mexicano/dólar são não significantes, embora este último apresente o sinal esperado. Isto pode ser um sinal de pouco importância do deslocamento de custos dos oponentes na determinação do preço colombiano.

Com relação às variáveis que deslocam a demanda americana, também chega-se

30_{A linha de tendência foi incluída pois observamos, ao plotarmos o gráfico do preço contra o tempo, que}

a resultados intuitivos. O PIB americano é significante e tem um impacto positivo extremamente grande no preço. O estoque americano, por outro lado, também é significativo e tem efeito contrário.

O Brasil, surpreendentemente haja vista o seu market share, não possui evidências de poder de mercado de acordo com a especificação estimada. Os resultados da tabela 6 refletem claramente este resultado.

Método de Estimação SUR 2SLS 3SLS

R2 _{0.907589 0.914591 0.911307} Estatística h de Durbin 1.4089842 1.0215644 1.0862239 Estatística Hausman-WU - 0.73554 - (P-value=0,47) C -20.532300 -31.032520 -30.119570 (4.519058) (7.209778) (6.594140) PABRA(-1) 0.817615 0.888331 0.833143 (0.080027) (0.116783) (0.098660) QABRA -0.046763 -0.095053 -0.113867 (0.028903) (0.113914) (0.104029) EMEX -0.297121 -0.588266 -0.507823 (0.131288) (0.221674) (0.195615) ECOL -1.009375 -1.340754 -1.375960 (0.234808) (0.339538) (0.307358) ZGDPUSA 3.207086 4.744164 4.678400 (0.667895) (1.003415) (0.918794)

Desvios padrões em parênteses. A variável C corresponde a uma constante.

Instrumentos: Todas as variáveis independentes mais ENOMBRA.

SUR e 3SLS foram obtidos estimando conjuntamente as equações da Colômbia e México.

Exportações brasileiras de grãos de café arábica para o mercado americano. Variável dependente: PABRA. Período da amostra: 1991-2000

Tabela 6

Observamos a partir da tabela acima, que não podemos rejeitar a hipótese de exogeneidade. Chama a atenção o fato de que a elasticidade da demanda residual é insignificante em todos os casos considerados. Dito de outra forma, não podemos rejeitar a hipótese de que o Brasil pratique preços competitivos neste mercado. As elasticidades de -0.047, -0.096 e -0.114 estimadas, respectivamente, via SUR, 2SLS e 3SLS ilustram bem este aspecto.

Do lado da demanda, o PIB americano, como aconteceu com os demais concorrentes, impacta positivamente o preço do café brasileiro. Do lado dos custos dos oponentes, como era de se esperar, as variáveis são fortemente significantes. Tanto a valorização da moeda mexicana quanto da moeda colombiana impactam favoravelmente o preço do café brasileiro. Este quadro sugere que, ao contrário do que intuitivamente imaginamos, o café brasileiro é tão somente refém de variáveis exógenas. A sua real capacidade de afetar o preço pago pelos EUA, via redução de exportações, é bastante baixa.