5. Resultados das estimativas
5.4 Estimação As elasticidades preço e renda da demanda por importações foram estimadas segundo a equação (19) Os resultados estão apresentados nos Quadros 6a, 6b e
7. As equações para todos os países foram estimadas com e sem o termo constante. O termo constante se mostrou pouco significativo para quase todos os países, com exceção do Brasil.
Os Quadros 6 e A4 mostram os resultados das estimativas para os principais parceiros. O Quadro 6 considera o termo gdpx (PIB líquido das exportações). Os sinais esperados foram confirmados, ou seja, positivo para a elasticidade renda e negativo para a elasticidade preço. As estatísticas tc, ou seja, estatísticas t corrigidas para evitar os problemas
provocados pela correlação serial dos resíduos, mostram que a elasticidade renda é significativamente diferente de zero em todos os casos. Os valores dessas elasticidades variam pouco em torno da média de 1,72. Os países que mostraram maior sensibilidade de suas importações diante de variações na renda foram Espanha (2,06) e os Países Baixos (2,1). O Japão tem a demanda por importações menos sensível a variações na renda, 1,31.
A demanda por importações mostrou-se bem menos sensível a variações de preços. A média das elasticidades preço ficou em -0,75, com variação um pouco mais acentuada que no caso da elasticidade renda. Apenas para os casos da França e Japão não se mostraram estatisticamente significativas. No caso da França, há um problema de especificação. A construção da variável preço partiu do índice de preços ao consumidor, por não haver disponibilidade de dados para o índice de preços das importações para um período que garantisse alguma consistência às estimativas. No caso do Japão, além de pouco significativo, o coeficiente mostrou-se baixo, apenas -0,33, o mais baixo entre os estimados. Os países que mostraram maior sensibilidade de suas importações aos preços foram a Espanha (-1,12) e os Países Baixos (-1,23).
Se mantivermos as exportações na variável renda, as médias tanto das elasticidades renda quanto das elasticidades preço caem para, respectivamente, 1,56 e -0,54. Se compararmos as estatísticas tc de ambos os modelos (veja os resultados no anexo estatístico,
quadro A4), vemos que os coeficientes são um pouco menos significativos quando a renda é medida sem as exportações. Considerando a hipótese de as exportações terem em seu conteúdo uma parcela de bens importados, excluí-las da variável poderia empobrecer o
modelo. No entanto, a equação reagiu bem à variável gdpx e a média das elasticidades subiu, o que indica que as exportações não precisam ser consideradas.
Quadro 6
Estimativas das equações de importação Método: Stock & Watson (1989)1/
Alemanha Canadá Espanha
βi t tc βi t tc βi t tc
gdpx 1,73 48,1 20,2 1,43 14,7 10,0 2,06 36,3 7,0
rpm -0,73 -21,6 -8,5 -0,47 -4,5 -3,3 -1,12 -20,4 -3,8
Def. 6 10 7
Nº obs. 39 45 44
França Itália Japão
βi t tc βi t tc βi t tc
gdpx 1,39 14,7 6,6 1,64 75,2 10,3 1,31 52,0 5,5
rpm -0,40 -3,8 -1,9 -0,68 -33,3 -4,2 -0,33 -13,7 -1,4
Def. 5 2 2
Nº obs. 50 51 47
Países Baixos Reino Unido EUA
βi t tc βi t tc βi t tc
gdpx 2,10 18,5 6,4 1,85 42,1 8,9 1,94 57,4 12,3
rpm -1,23 -11,0 -3,8 -0,88 -20,9 -4,2 -0,92 -28,4 -5,9
Def. 5 5 5
Nº obs. 43 50 50
1/ OLS da seguinte equação (19a): t
k i i t i k i i t i t t t rpm gdpx rpm gdpx e m = + +
∑
∆ +∑
∆ + = − = − 1 2 1 1 2 1β
δ
δ
β
Observações: tc é a estatística t corrigida. A correção se dá a partir dos resíduos da equação (19a), como descrito no
texto. Todos os processos autorregressivos foram de primeira ordem, AR(1), pois os coeficientes das variáveis defasadas a partir de duas defasagens mostraram-se não significativos. Para o caso de Alemanha, mesmo o processo AR(1) não se mostrou significativo.
Os resultados das estimativas para o Brasil encontram-se no Quadro 7. O modelo estimado com constante apresentou resultados melhores. Todos os coeficientes mostraram- se significantes de acordo com a estatística tc. O uso da variável gdp como segunda opção
não alterou as estimativas de forma importante. A elasticidade renda, 1,15, ficou abaixo da média das elasticidades dos principais parceiros, o que pode ser explicado pelas barreiras impostas às importações ao longo de grande parte do período analisado, 1947-2005. Por outro lado, a demanda por importações mostrou ser bem mais sensível ao efeito preço, cuja elasticidade foi estimada em -1,43. Esse resultado mostra um número superior às elasticidades estimadas nos artigos selecionados no Quadro 1, abaixo da unidade em Portugal (1992) e Portugal e Morais (2005), respectivamente, -0,91 e -0,94. Esses números
também estão acima da média das elasticidades preço dos principais parceiros. Nos trabalhos de Zini Jr. (1988) e Resende (1997) e (2001) as estimativas para o coeficiente do efeito preço real das importações não foram significativas.
Quadro 7
Estimativas das equações de importação - Brasil Método: Stock & Watson (1989)1/
gdpx gdp βi t tc βi t tc cte 5,73 8,7 22,4 5,57 8,6 22,3 gdpx/gdp 1,15 19,7 4,5 1,14 21,2 4,6 rpm -1,43 -10,3 -5,6 -1,38 -10,3 -5,5 Def. 6 6 Nº obs. 52 52
Observações: tc é a estatística t corrigida. A correção se dá a partir dos
resíduos da equação (19a), como descrito no texto. Todos os processos autorregressivos foram de primeira ordem, AR(1), pois os coeficientes das variáveis defasadas a partir de duas defasagens mostraram-se não significativos.
1/ OLS da equação (19a).
Se considerarmos a participação de cada um dos principais parceiros no subtotal importado, podemos calcular as médias das elasticidades renda e preço para o grupo e utilizá-las como aproximação das elasticidades renda e preço das exportações brasileiras20:
x
p y
xˆ=1,82 *−0,84 * +∆ , onde xˆ são as exportações de bens e serviços brasileiras estimadas, y* é a variável renda externa e p* é a variável externa para preços relativos21.
x
∆ representa os somatórios das variáveis independentes em diferença defasadas. Mas essa aproximação teria dois problemas importantes. O primeiro se refere às estimativas das elasticidades de cada país, que foram feitas com base nas importações totais de bens e serviços e não com base nas importações provenientes do Brasil. O segundo problema se refere à ausência de parceiros relevantes, como os países da América Latina, que representariam os países em desenvolvimento, cujas elasticidades podem ser diferentes das dos países desenvolvidos, já que as elasticidades estimadas para o Brasil foram diferentes:
20 Os pesos, calculados com base nas exportações brasileiras de bens para o grupo dos nove principais
parceiros no período de 1996-2006, são os seguintes: Alemanha (9,8%), Canadá (2,8%), Espanha(4,2%), França (5,1%), Itália (6,9%), Japão (8,2%), Países Baixos (11,9%), Reino Unido (5,4%) e Estados Unidos (45,7%).
21 Vale ressaltar que a equação (22) é uma média das equações do Quadro 6a, que são equações de demanda
por importações de cada país. O que nos permite chamá-la de demanda por exportações brasileiras é o fato de ser uma média ponderada pela participação de cada um desses países no comércio com o Brasil.
menor no caso da elasticidade renda e maior no caso da elasticidade preço. Se os demais países em desenvolvimento seguirem esse padrão, como sugere Reinhart (1995), teríamos elasticidades médias superestimadas no caso da elasticidade renda e subestimadas no caso da elasticidade preço.
Entretanto, pelos resultados do quadro 6 fica claro que a elasticidade renda da demanda por importações brasileiras é inferior a todas as elasticidades renda da demanda por importações dos principais parceiros comerciais do Brasil dentre os países industrializados.
A demanda por importações do Brasil é representada pela seguinte equação: (22) mˆ =5,73+1,15y−1,43p+∆m,
onde mˆ são as importações de bens e serviços brasileiras estimadas, y é a variável renda do Brasil e p é a variável preços relativos do Brasil. ∆ representa os somatórios das variáveis m independentes em diferença defasadas22.
Os resultados mostram que as importações dos principais parceiros tendem a reagir mais fortemente diante de variações na renda que diante de variações nos preços relativos. Já as importações reagem mais aos preços que à renda. Em períodos de expansão da economia mundial, mesmo que o País cresça no mesmo ritmo, a situação nos seria favorável do ponto de vista do saldo comercial, mas se inverteria em períodos de recessão. 6. Conclusões
O modelo intertemporal utilizado resultou em equações de demanda por importações. Foi possível visualizar as equações de demanda por importações dos principais parceiros como equações de demanda por exportações, formando um conjunto de equações de comércio exterior que pôde ser utilizado como uma opção de método de análise da balança comercial brasileira. Todas as equações estimadas reagiram bem aos testes de co-integração e as elasticidades se comportaram de acordo com o esperado e com significância estatística. A construção da equação de demanda apresentou uma novidade quanto à definição da variável renda, que apareceu líquida das exportações (gdpx), como se o produto exportado não exercesse qualquer influência na determinação da demanda por importações. O modelo reagiu bem ao uso da variável gdpx. Além disso, a aparente deficiência não foi confirmada
22 Se o efeito das tarifas fosse considerado, em conjunto com a variável p, teríamos o seguinte resultado para a
equação (23): m= + y− p+∆m −4,64) ( ) 73 , 3 ( ) 6 , 18 (,74 1,15 1,43 5
nas estimativas. A elasticidade renda total ficou quase sempre abaixo da elasticidade renda menos exportação, e as exportações, quando inseridas na equação como variável isolada, mostraram pouca influência e sem significância estatística sobre as importações23.
A política protecionista pôde ser inserida no modelo da mesma forma como costuma ser inserida no modelo de substitutos imperfeitos, agregada à variável preços relativos. No entanto, não se pode utilizá-la como variável isolada, pois a equação estimada é uma equação de co-integração, que não admite variáveis estacionárias como determinantes, como é o caso da tarifa média. O efeito da proteção sobre as importações não apareceu nas estimativas que consideraram a tarifa média na composição dos preços relativos, porque esse indicador de proteção capta apenas as barreiras tarifárias e não é capaz de considerar as tarifas proibitivas.
23 A equação estimada apresentou os seguintes coeficientes:
m x p y m= + − + +∆ −7,23) (2,11) ( ) 31 , 5 ( ) 7 , 25 (,24 0,88 1,20 0,35 4 ˆ .
A estatística t, mesmo corrigida, não pode ser considerada no teste de significância, porque há elevada correlação entre p e x.