INTEGRAÇÃO ENTRE PREÇOS INTERNOS E EXTERNOS NO MERCADO DE ALGODÃO

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Porto Alegre, 26 a 30 de julho de 2009,

Sociedade Brasileira de Economia, Administração e Sociologia Rural

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INTEGRAÇÃO ENTRE PREÇOS INTERNOS E EXTERNOS NO MERCADO DE ALGODÃO

pinheiroeliane@hotmail.com

Apresentação Oral-Comércio Internacional

ELIANE PINHEIRO DE SOUSA.

URCA/UFV, VICOSA - MG - BRASIL.

Integração entre preços internos e externos no mercado de algodão

Grupo de Pesquisa: Comércio Internacional Resumo

Este artigo objetiva verificar os efeitos dos acordos comerciais implantados no setor têxtil sobre a integração entre os preços internos e externos do algodão, de janeiro de 1990 a fevereiro de 2009. Para isso, foram empregados os testes de raiz unitária e de co-integração de Johansen e estimação e análise do modelo vetorial de correção de erro (VEC). Os resultados revelaram que os mercados brasileiro e norte-americano podem ser considerados integrados em todas as amostras analisadas, indicando que variações de preço do algodão ocorridas em um mercado são repassadas ao outro mercado no longo prazo, porém essa transmissão não é realizada de forma completa, pois a hipótese de perfeita integração entre os mercados foi rejeitada em todas as situações estudadas, invalidando, portanto, a Lei do Preço Único.

Palavras-chaves: algodão; integração de mercados; Lei do Preço Único, acordos comerciais.

Abstract

This article aims at to verify the effects of the trade agreements implanted in the textile sector about the integration among the internal and external prices of the cotton of january of 1990 to february of 2009. For that, they were employees the tests for unitary root and Johansen’s co-integration and estimation and analysis of and the vector error correction model (VEC). The results revealed that the markets brazilian and north american can be considered integrated in all of the analyzed samples, indicating that variations of price of the cotton happened at a market is reviewed to the other market in the long period, however that transmission is not accomplished in a complete way, because the hypothesis of perfect integration between these markets was rejected in all of the studied situations, invalidating, therefore, the Law of One Price.

Key Words: cotton; integration of markets; Law of One Price; trade agreements.

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A produção de algodão e de seus manufaturados constitui um dos ramos de grande importância para as economias mundial e brasileira, cujos mercados foram caracterizados pela existência de intervenções. Dentre os produtos agrícolas brasileiros, o algodão se destaca pela alta incidência de medidas restritivas ao comércio (BARBOSA et al., 2002).

Nesse contexto, é relevante ressaltar que o comércio internacional de produtos do setor têxtil foi regulado por vários acordos, como o Long Term Agreement Regarding International Trade in Cotton Textiles (LTA), que considerava especificamente os têxteis de algodão. Em seguida, estabeleceu-se o Acordo Multifibras (MFA), que passou a vigorar a partir de 1974 e ampliou as regras comerciais aplicadas ao algodão para os têxteis de lã e fibras sintéticas. Esse acordo objetivava conter as exportações dos países em desenvolvimento para os EUA e Europa. Tal acordo perdurou até final de 1994, sendo substituído pelo Acordo de Têxteis e Vestuário (ATC), vigente de 1995 a 2004, que buscava eliminar o sistema de cotas e integrar o comércio de produtos têxteis e de vestuário às regras da Organização Mundial do Comércio (OMC). Entretanto, a extinção do MFA não representou o fim do protecionismo e das cotas aplicadas ao setor têxtil e vestuário, que foram gradativamente eliminadas ao longo de dez anos, período que vigorou o ATC. Após essa fase de transição, ocorreu, a partir de 2005, a liberalização no comércio mundial do setor têxtil, com a eliminação de restrições quantitativas (NORDAS, 2004; AMARAL, 2006; ARAÚJO, 2006; MELENDRE, 2007; MENDES, 2007).

Esses autores se preocuparam em apresentar uma visão panorâmica das mudanças ocorridas no setor têxtil. Além disso, Amaral (2006) buscou simular os efeitos do fim das cotas existentes sob o acordo Multifibras no sistema produtivo têxtil e de vestuário brasileiros. Os estudos de Nordas (2004), Araújo (2006) e Mendes (2007) analisaram os impactos da ausência do sistema de cotas sobre o comércio realizado entre os principais mercados consumidores (Estados Unidos e União Européia) e os países em desenvolvimento. Por sua vez, Melendre (2007) discorreu sobre as conseqüências da liberalização de produtos têxteis relativas à produção, aos preços e ao comércio, assim como as tendências do setor.

Tendo em vista que a implementação desses acordos comerciais geraram mudanças na estrutura de oferta e demanda do setor têxtil e vestuário, refletindo em seus preços e que o algodão constitui a principal matéria-prima da indústria têxtil, é relevante verificar os efeitos desses acordos comerciais sobre a integração entre os preços internos e externos do algodão.

Essa questão relativa à integração entre preços internos e externos do algodão foi analisada nos estudos desenvolvidos por Barbosa et al. (2002); Coelho (2004); e Sousa e Campos (2008), buscando testar se a Lei do Preço Único prevalece no mercado de algodão. Além de estimar a elasticidade de transmissão de preços no mercado de algodão, Coelho (2004) também se preocupou em determinar se a abertura comercial, ocorrida no início da década de 90, efetivamente ocasionou mudança no papel das variáveis externas sobre os preços do algodão no país.

A inovação deste estudo com relação aos mencionados, é que se busca determinar se os acordos comerciais implantados no setor têxtil geraram mudanças do comportamento das variáveis internacionais sobre os preços do algodão no Brasil, ou seja, se a adoção do Acordo Multifibras, do Acordo de Têxteis e Vestuários e a liberalização no comércio

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mundial do setor têxtil refletiram no processo de transmissão de preços externos para os preços domésticos do algodão.

O artigo contém três seções, além desta parte introdutória. Os referenciais teóricos e analíticos e a fonte dos dados estão descritas na segunda seção. Na terceira seção são discutidos os resultados e na última seção, apresentam-se as conclusões.

2. PROCEDIMENTOS METODOLÓGICOS 2.1. Referencial Teórico

Este trabalho teve como fundamento teórico a Lei do Preço Único (LPU), o qual estabelece que em condições de livre concorrência e na ausência de custos de transporte e barreiras oficiais ao comércio, bens idênticos devem ser vendidos por preços equivalentes, independente da moeda em que os preços são cotados (LIMA e BURNQUIST, 1997; KRUGMAN e OBSTFELD, 2005).

A Lei do Preço Único está relacionada ao processo de arbitragem internacional, o qual, no longo prazo, tende a igualar os preços nos mercados doméstico e internacional. De acordo com Ardeni (1989), a arbitragem de commodities assegura que cada bem possua um preço único, definida em uma unidade corrente comum. Se houver arbitragem, o preço tenderá a subir no mercado com menor preço, em função do aumento da quantidade demandada, enquanto o preço tenderá a cair no mercado com preço alto, devido ao excesso da quantidade ofertada. Esse processo de arbitragem permanecerá até que os preços nos dois mercados sejam igualados.

Com base no modelo proposto por Mundlak e Larson (1992), citado por Barbosa et al. (2002), o preço de um dado bem no mercado nacional pode ser expresso como função do seu próprio preço no mercado externo e da taxa de câmbio nominal. Em termos matemáticos, pode-se descrever como:

t it it P E

P = * (1)

Multiplicando ambos os lados de (1) por t

E

1

, obtém-se: * $ it US it

P

=

(2)

Em que P_itUS $ correspondem aos preços internos cotados em dólares.

Acrescentando um termo de erro à equação (2) e descrevendo na forma logarítmica, tem-se: it it US it

P

$

=

*

+

µ

(3) Em que

µ

~

IID

(

µ

,

σ

2

)

.

O modelo em seu formato mais básico supõe que os preços internos em dólares de um dado bem sejam expressos em função do seu preço internacional e do termo de erro. Portanto, esse modelo pode ser representado da seguinte forma:

it it US

it

P

$

=

α

+

β

*

+

ε

(4)

Em que

α

corresponde à constante e

β

constitui a elasticidade de transmissão de preços,

(4)

4

mercado interno se o valor de

β

for igual a um. Por outro lado, variações de preço no

mercado externo não geram impactos no mercado interno se o valor de

β

for igual à zero.

2.2. Referencial Analítico

Para atender aos objetivos deste trabalho, utilizaram-se testes de raiz unitária e de co-integração de Johansen; e estimação e análise do modelo vetorial de correção de erro (VEC).

De acordo com Engle e Granger (1987), quando as variáveis individuais não são estacionárias, mas uma combinação linear delas é estacionária, então se diz que essas variáveis são co-integradas. Para se testar a co-integração entre as séries de preços de algodão no Brasil e em Nova Iorque, deve-se inicialmente determinar a ordem de integração. Isto é feito por meio do teste de raiz unitária. Neste estudo, empregou-se o teste de Dickey-Fuller Aumentado (ADF).

O teste ADF se estende a um modelo auto-regressivo de ordem superior a um, conforme indicado pela seguinte expressão, descrita por Enders (1995):

t p i i t i t t

Y

=

α

+

γ

+

β

∆

+

ε

∆

∑

= − + − 2 1 1 0 (5) Em que:

(

1 )

1

∑

=

−

=

p i i

α

γ

e

∑

= = p i j j i

α

β

Sendo que

α

0 é o intercepto;

γ

é a ordem do modelo auto-regressivo que descreve o

comportamento da série temporal;

Y

representa a variável dependente;

∆

representa o

operador de diferença e

ε

tdenota a estrutura do erro, a qual se assume ser idêntica e

independentemente distribuída.

A hipótese nula do teste ADF é a existência de uma raiz unitária. Essa hipótese

0 :

0

γ

=

H

deve ser rejeitada se o valor calculado da estatística t for maior do que o

valor crítico de Dickey-Fuller, indicando que a série é estacionária; caso contrário a série é não-estacionária.

Após a identificação da ordem de integração, se todas as séries possuem a mesma

ordem de integração, I(d) e existe um vetor

β

( )

≠0 em que a combinação linear dessas

variáveis seja de ordem d - b, Z_t =

β

'X_t ~ I

(

d −b

)

,b>0, então Yt é um vetor de

co-integração de ordem (d, b) denotada como X_t ~CI(d,b), conforme Engle e Granger

(1987).

A determinação das relações de co-integração entre as variáveis pode ser detectada por vários métodos, sendo que os mais empregados são os métodos de Engle e Granger e de Johansen. Segundo Bittencourt e Barros (1996), o método de máxima verossimilhança de Johansen propõe obter melhores estimativas, testar a presença de mais de um vetor de integração e prover testes de razão de verossimilhança sobre os vetores de

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co-Porto Alegre, 26 a 30 de julho de 2009,

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integração, sob a ótica de sistema de variáveis, o que não é o caso do método de Engle e Granger. Portanto, escolheu-se o método de Johansen neste trabalho.

A estimação econométrica das relações de preços do algodão entre os mercados brasileiro e americano foi baseada no modelo de auto-regressão vetorial (VAR), cuja representação do VAR, de ordem p, é dada por:

t p t p t t

Y

=

δ

+

Θ

1 ₋1

+

...

+

Θ

₋

+

ε

(6)

Em que cada

Θ

_j é uma matriz de parâmetros k x k e

ε

_té um vetor k-dimensional de

termos ruído branco com matriz de covariância ∑.

Essa equação (6) pode ser reparametrizada em termos de um modelo vetorial de correção de erro (VEC) descrito como:

t t p t p t t

Y

=

δ

+

Γ

∆

+

Γ

∆

+

Π

+

ε

∆

1 ₋1

...

₋1 ₋ ₊1 ₋1 (7) Em que: Π = γβ '

e as combinações lineares

β

'Y_t₋₁ representam as r relações de

co-integração.

Para Harris (1995), citado por Barbosa et al. (2002), a principal vantagem de se escrever o sistema em termos do modelo de correção de erro diz respeito à incorporação de

informações tanto de curto quanto de longo prazo, via ajustes no

∆

Y

_t , as quais são dadas

pelas estimativas dos parâmetros Γ_i e Π .

O número de vetores de co-integração depende do posto ou rank (r) da matriz

Π

.

De acordo com Verbeek (2000), podem-se ter as seguintes possibilidades:

(i) se

r

(

Π

)

=

0

, isto é, esta matriz é nula, logo todos os componentes de

X

t são I(1).

Nesta situação, não há co-integração, já que não existe combinação linear entre si que seja estacionária.

(ii) se

r

(

Π

)

=

k

, ou seja, o posto de

Π

é completo, então as variáveis X _t são I(0).

Isso significa que qualquer combinação linear entre as variáveis é estacionária em nível. Portanto, não se aplica a co-integração.

(iii) se 0 < r < n, tem-se a presença de r vetores de co-integração, que é a possibilidade que nos interessa.

Com o intuito de identificar o número de vetores de co-integração presentes neste artigo, empregaram-se os testes do traço e do máximo autovalor. Conforme Enders (1995), o primeiro visa testar a hipótese nula de que o número de vetores de co-integração distintos é menor ou igual a r contra a hipótese alternativa de que o número desses vetores é maior do que r, e o segundo busca testar a hipótese nula de que o número de vetores de co-integração é r contra a hipótese alternativa de existência de r+1 vetores de co-co-integração. Em termos matemáticos, esses testes podem ser caracterizados como:

) 1 ln( ) ( 1 '

∑

+ = − − = n r i i trace r T λ λ (8) Em que:

λ

i )

são os valores estimados das raízes características obtidos da matriz

Π

e T é

o número de observações. ) 1 ln( ) 1 , ( ' 1 max r r + = −T −

λ

r+

λ

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Ademais, também se consideraram os testes de hipótese sobre os parâmetros β.

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considerada condição suficiente para determinar a perfeita integração de mercado nem para garantir que todas as séries participem do equilíbrio de longo prazo. Desta forma, ele

recomenda que seja implementado testes de hipóteses sobre os parâmetros β .

De acordo com Johansen e Juselius (1990), citados por Coelho (2004), as hipóteses

sobre os parâmetros β apresentam o seguinte formato:

∑

=      − − − = − r i i i T H Q 1 * 0 1 ( 1 ( log ) ( log 2 λ λ _{, para i = 1,..., r (10)}

Em que: T é o número de observações; r é o número de vetores de co-integração;

e

λ

_i*e

λ

_i representam os autovalores do modelo restrito e irrestrito, respectivamente.

Neste trabalho testam as seguintes hipóteses nulas (H0):

0 =

Brasil

β

(11)

0 =

NovaIorque

β

(12) NovaIorque Brasil

β

=

(13)

Essas hipóteses nulas descritas em (11) e (12) testam se os mercados brasileiro e norte-americano podem ser considerados integrados no período analisado e a hipótese contida na equação (13) testa o grau de integração entre os mercados do Brasil e de Nova Iorque

2.3. Fonte dos dados

Os dados empregados neste estudo consistem nas séries mensais de preços do algodão em pluma, mercado físico, no período de janeiro de 1990 a fevereiro de 2009. Além da análise conjunta desse período especificado, o estudo investigou três sub-períodos, sendo que o primeiro contemplou o intervalo de janeiro de 1990 a dezembro de 1994 (Acordo Multifibras); o segundo correspondeu à fase que vigorou o Acordo de Têxteis e Vestuários, janeiro de 1995 a dezembro de 2004; e o terceiro compreendeu o período que iniciou a liberalização no comércio mundial do setor têxtil (janeiro de 2005) até fevereiro de 2009. Com relação ao primeiro sub-período, é válido ressaltar que não se utilizou informações anteriores a janeiro de 1990 devido à indisponibilidade de dados. Por essa razão, para analisar os efeitos do Acordo Multifibras, considerou-se apenas o horizonte temporal a partir de janeiro de 1990 a dezembro de 1994 (referente ao final desse acordo).

Os preços do algodão no Brasil são representados pelo Estado do Paraná e foram provenientes da Secretaria de Agricultura e de Abastecimento do Estado do Paraná, Departamento de Economia Rural, contidos no banco de dados do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEADATA, 2009) e os preços do algodão no mercado externo foram obtidos pela série de preços da bolsa de Nova Iorque, coletados no banco de dados da Fundação Getúlio Vargas (FGVDADOS, 2009). Essas séries de preços foram convertidas em dólares e transformadas em logaritmos, de modo que os coeficientes obtidos se referem às elasticidades de transmissão de preços.

(7)

7

Conforme se observa pela representação gráfica, constata-se que essas séries analisadas não apresentam uma tendência uniforme ao longo do tempo. Isso é um indicativo de que tais séries de preços não são estacionárias. Ademais, também se verifica que as séries de preços mensais do algodão no Brasil e em Nova Iorque movimentaram-se juntas no período considerado. Portanto, é provável que essas séries sejam co-integradas. Entretanto, para confirmar essas evidências, foram realizados os testes econométricos de raiz unitária, estacionariedade e co-integração.

6,6 6,8 7 7,2 7,4 7,6 7,8 8 8,2 ja n /9 0 ja n /9 1 ja n /9 2 ja n /9 3 ja n /9 4 ja n /9 5 ja n /9 6 ja n /9 7 ja n /9 8 ja n /9 9 ja n /0 0 ja n /0 1 ja n /0 2 ja n /0 3 ja n /0 4 ja n /0 5 ja n /0 6 ja n /0 7 ja n /0 8 ja n /0 9 LPBR LPNY

Figura 1 – Comportamento dos preços do algodão no Brasil (LPBR) e em Nova Iorque (LPNY), janeiro de 1990 a fevereiro de 2009.

Com base nos resultados do teste de Dickey-Fuller Aumentado (ADF) mostrados na Tabela 1, verifica-se que as séries em estudo não são estacionárias em nível, já que a hipótese nula de raiz unitária não pode ser rejeitada para tais séries. Entretanto, quando se analisa essas séries em primeira diferença, constata-se que elas passam a ser estacionárias, pois os valores calculados, em módulo, excedem seus respectivos valores críticos de 1% e 5% em todos os modelos considerados. Isso significa dizer que apenas uma diferenciação foi suficiente para torná-las estacionárias.

Tabela 1 – Resultados do teste ADF em nível e em primeira diferença para as séries mensais de preços do algodão no Brasil (LPBR) e em Nova Iorque (LPNY), janeiro de 1990 a fevereiro de 2009.

Séries Modelos Valor

calculado

Valor crítico

1% 5%

LPBR

Sem intercepto e sem tendência -0,6620 -2,5751 -1,9422

Apenas com intercepto -1,5870 -3,4588 -2,8740

Com intercepto e tendência -2,8537 -3,9988 -3.4296

LPNY

Apenas com intercepto -1,5590 -3,4588 -2.8740

Com intercepto e tendência -2,8157 -3,9986 -3.4296

DLPBR

(8)

8

Com intercepto e tendência -13.3881 -3.9988 -3.4296

DLPNY

Sem intercepto e sem tendência -15.1359 -2.5751 -1.9422

Apenas com intercepto -15.1447 -3.4590 -2.8740

Com intercepto e tendência -15.1143 -3.9988 -3.4296

Fonte: Dados da pesquisa

Tendo em vista que as séries de preços do algodão nos mercados brasileiro e americano são integradas na mesma ordem, para esse período analisado, buscou-se identificar, através de testes de co-integração, se essas séries possuem relacionamento de longo prazo. Entretanto, antes de fazer esses testes, determinou-se o número de defasagens recomendado para o modelo VAR.

A partir dos dados da Tabela 2, observa-se que os critérios de Schwarz e Hannan-Quinn sugerem que sejam consideradas duas defasagens, porém os critérios da razão de verossimilhança (LR) e de Akaike apontam que o modelo VAR deve conter quatro defasagens. Neste estudo, seguiram-se os critérios de Schwarz e Hannan-Quinn, já que representa o menor número de defasagens.

Tabela 2 – Determinação do número de defasagens do modelo VAR para o período de janeiro de 1990 a fevereiro de 2009.

Defasagens LR Akaike (AIC) Schwarz (SC) Hannan-Quinn (HQ)

0 NA -0.772876 -0.741826 -0.760334 1 975.8922 -5.275212 -5.182061 -5.237587 2 32.17926 -5.389592 -5.234339 (a) -5.326883 (a) 3 3.556091 -5.369748 -5.152395 -5.281956 4 13.89009 (a) -5.399510 (a) -5.120057 -5.286635 5 2.225843 -5.373566 -5.032011 -5.235607

(a)

Indica a ordem selecionada pelo critério.

Feito isto, realizou-se o teste de co-integração de Johansen, cujo modelo adotado considera que essas séries analisadas não possuem tendências determinísticas, já que ambas as séries não apresentaram tendência definida como se observou na Figura 1. Barbosa et al. (2002) consideraram que a constante está incorporada dentro do termo de correção de erro, ou seja, empregaram o modelo sem tendência determinística e admitiram que as equações de co-integração não têm intercepto. Esta especificação foi escolhida neste trabalho.

Para identificar o número de vetores de co-integração, determinaram-se os testes do traço e do máximo autovalor (Tabela 3). Estes testes demonstraram que as séries de preço do algodão consideradas neste estudo contêm um único vetor de co-integração, já que a hipótese nula de que não há nenhum vetor de co-integração foi rejeitada em nível de 5%. Tais resultados corroboram com o estudo de Sousa e Campos (2008) que encontraram uma relação de co-integração entre o preço do algodão brasileiro e o preço do algodão no mercado norte-americano, considerando o período de julho de 1996 a janeiro de 2008.

(9)

9

Tabela 3 - Resultados do teste de co-integração de Johansen para as séries mensais de preços do algodão no Brasil e em Nova Iorque, janeiro de 1990 a fevereiro de 2009.

Hipótese nula Teste do

Traço Valor Crítico (5%) Teste do máximo autovalor Valor Crítico (5%) r=0 29.95111 (a) 12.32090 29.00908 (a) 11.22480 r≤1 0.942033 4.129906 0.942033 4.129906

(a)

Indica rejeição da hipótese nula a 5% de significância.

O vetor de co-integração está apresentado na Tabela 4. Esse vetor indica que 99,61% das variações de preços, no longo prazo, ocorridas em Nova Iorque são transmitidas para o preço do algodão no Brasil. Resultados similares foram encontrados por Barbosa et al. (2002) e Sousa e Campos (2008) que analisaram a elasticidade de transmissão de preços no mercado brasileiro de algodão para os períodos de janeiro de 1985 a dezembro de 2000; e julho de 1996 a janeiro de 2008, respectivamente.

Tabela 4 – Vetor de co-integração normalizado para a variável preço no Brasil, janeiro de 1990 a fevereiro de 2009.

Preço no Brasil (LPBR) Preço em Nova Iorque (LPNY)

1,0000 -0,9961

(0,00305) (a)

(a)

Desvio padrão em parêntese.

Com base nesse resultado da elasticidade de transmissão do preço do algodão, observa-se a predominância da Lei do Preço Único nesses mercados, já que seu coeficiente foi bem próximo da unidade. No entanto, segundo Barbosa et al. (2002); Coelho (2004); e

Sousa e Campos (2008), devem ser impostas restrições aos parâmetros β, para confirmar se

essa lei, de fato, prevalece; ou seja, para testar a perfeita integração de mercado.

A Tabela 5 contém os resultados dos testes de hipóteses sobre os parâmetros β. A

partir desses dados, pode-se inferir que a hipótese nula sobre os parâmetros βBrasil e βNova

Iorque pode ser rejeitada, pois seus valores da razão de verossimilhança foram maiores que

seus respectivos valores críticos de 5%, isto é, essas variáveis participam das relações de longo prazo. Isso significa que variações de preços ocorridas em um mercado são repassadas para o outro mercado no longo prazo.

Tabela 5 – Teste de significância de restrição sobre o parâmetro de longo prazo (β) do

vetor de co-integração, janeiro de 1990 a fevereiro de 2009.

Hipótese nula Razão de Verossimilhança Valor crítico (5%)

βBrasil=0 28,0608 (a) 3,84 βNova Iorque=0 28,0670 (a) 3,84

(10)

10 βBrasil = βNova Iorque 28,0658

(a)

3,84 Fonte: Dados da pesquisa

(a)

Indica rejeição a 5% de significância.

Como se constatou que esses mercados são integrados, então se deve testar o grau de integração, ou seja, se essas séries de preços são perfeitamente integradas. Para tal,

testou-se a hipótese nula βBrasil = βNova Iorque, indicando sua rejeição, já que os valores da

razão de verossimilhança excedem seus respectivos valores críticos de 5%. Portanto, esses mercados não são perfeitamente integrados no período considerado, contrastando a existência da Lei do Preço Único para o mercado de algodão.

Tabela 6 – Estimação do VEC referente à variável preço do algodão no Brasil, janeiro de 1990 a fevereiro de 2009.

Variável explicativa Coeficiente estimado Estatística t Desvio padrão

ut-1 -0,1404 -3,9542 0,0355

∆Preço no Brasil t-1 0,1673 2,6218 0,0638

∆Preço em Nova Iorque t-1 0,1346 2,1016 0,0640

Fonte: Dados da pesquisa

Os dados da Tabela 6 revelam que 14,04% do desequilíbrio de curto prazo referente à trajetória de longo prazo são corrigidos a cada mês, indicando que precisaria em média de sete meses para corrigir o desequilíbrio, isto é, tais desequilíbrios transitórios são corrigidos lentamente. Além disso, pode-se inferir também que uma variação de 1% no preço do algodão em Nova Iorque no mês passado gerará uma variação de 13,46% no preço do algodão brasileiro no mês atual.

Todos esses resultados discutidos contemplam a série completa analisada de preços mensais do algodão nos mercados brasileiro e americano, porém o setor têxtil foi regulado por diversos acordos, como Acordo Multifibras, que vigorou entre 1974 a 1994; Acordo de Têxteis e Vestuários, que atuou entre 1995 a 2004; e a partir de 2005, ocorreu a liberalização no comércio mundial do setor.

Neste sentido, é relevante replicar os testes realizados para a série completa para cada um desses períodos para verificar se essas mudanças ocorridas no setor têxtil repercutiram na integração entre preços internos e externos no mercado de algodão. Para tal, foram consideradas três amostras da série de preços. A primeira amostra considerou o período de janeiro de 1990 a dezembro de 1994, buscando testar os efeitos do Acordo Multifibras sobre o processo de transmissão de preços externos para os preços nacionais do algodão. Para captar os impactos do Acordo de Têxteis e Vestuários sobre a transmissão de preços internacionais do algodão sobre seus preços domésticos, analisou-se o período correspondente a janeiro de 1995 a dezembro de 2004. Por fim, buscou-se analisar o período de janeiro de 2005 a fevereiro de 2009, sendo marcado pela liberalização no comércio mundial do setor têxtil.

Quanto ao teste ADF, os resultados (Tabela 7) revelam que a hipótese nula da presença de raiz unitária é aceita nesses três períodos considerados para todos os modelos, logo essas séries não são estacionárias em nível, porém passam a ser estacionárias em primeira diferença.

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Tabela 7 – Resultados do teste ADF em nível e em primeira diferença para as séries mensais de preços do algodão no Brasil (LPBR) e em Nova Iorque (LPNY), para as três amostras analisadas.

Séries Modelos (a) Amostra 1 (b) Amostra 2 (b) Amostra 3 (b)

tcal τ_α₌₀_,₀₅ tcal τ_α₌₀_,₀₅ tcal τ_α₌₀_,₀₅

LPBR I -2,7641 -3,4878 -2,0253 -3,4483 -1,8395 -3,5064 II -2,8061 -2,9117 -1,6993 -2,8861 -2,1208 -2,9238 III 0,1901 -1,9464 -1,5015 -1,9435 -0,1630 -1,9477 LPNY I -1,7173 -3,4892 -2,3769 -3,4480 -0,8940 -3,5043 II -1,9870 -2,9126 -1,5621 -2,8859 -1,8256 -2,9238 III 0,1832 -1,9465 -1,1157 -1,9435 -0,2802 -1,9477 DLPBR I -8,0509 -3,4892 -7,2588 -3,4483 -4,6617 -3,5064 II -8,0638 -3,5482 -7,2634 -2,8861 -4,5426 -2,9238 III -8,1388 -1,9465 -7,1873 -1,9436 -4,5932 -1,9478 DLPNY I -4,2835 -3,4892 -12,6476 -3,4483 -5,5500 -3,5064 II -4,2375 -2,9126 -12,6985 -2,8861 -5,3487 -2,9238 III -4,2779 -1,9465 -12,6030 -1,9436 -5,4004 -1,9478

Fonte: Dados da pesquisa.

(a)

O modelo I corresponde ao modelo com intercepto e com tendência; o modelo II diz respeito ao modelo com intercepto e sem tendência; e o modelo III refere-se ao modelo sem intercepto e sem tendência.

(b)

A amostra 1 compreende o período de janeiro de 1990 a dezembro de 1994; a amostra 2 contempla o período de janeiro de 1995 a dezembro de 2004; e a amostra 3 abrange o período de janeiro de 2005 a fevereiro de 2009.

Em seguida, realizou-se o procedimento de Johansen para as três amostras consideradas. Observando a Tabela 8, constata-se que ambos os testes utilizados indicaram a existência de apenas um vetor de co-integração entre as séries examinadas nos três períodos considerados. Esse resultado foi análogo ao encontrado quando se analisou o período completo de 1990 a 2009.

(12)

12

Tabela 8 - Resultados do teste de co-integração de Johansen para as séries mensais de preços do algodão no Brasil e em Nova Iorque para as três amostras analisadas.

Amostras (a) Hipótese

nula Teste do Traço Valor Crítico (5%) Teste do máximo autovalor Valor Crítico (5%) Amostra 1 r=0 10,6865 (b) 12,3209 10,6571 (b) 11,2248 r≤1 0,0293 4,1299 0,0294 4,1299 Amostra 2 r=0 17,5973 (b) 12,3209 15,9234 (b) 11,2248 r≤1 1,6739 4,1299 1,6739 4,1299 Amostra 3 r=0 6,9056 (b) 12,3209 6,8536 (b) 11,2248 r≤1 0,0521 4,1299 0,0521 4,1299

(a)

(b)

Indica rejeição da hipótese nula a 5% de significância.

Portanto, os testes do traço e do máximo autovalor indicaram a presença de uma equação de co-integração em cada uma das amostras analisadas, conforme mostrada na Tabela 9. Essas equações revelam que 99,6%; 99,5% e 100,00% das variações de preços, no longo prazo, ocorridas em Nova Iorque, nos períodos que vigorou o Acordo Multifibras, o Acordo de Têxteis e Vestuários e a liberalização no comércio mundial do setor têxtil, respectivamente, são repassadas para o preço do algodão no Brasil. Isso significa dizer que não se detectou diferença entre as elasticidades de transmissão de preços quando se realiza uma análise conjunta dos dados e quando se investiga os três períodos separadamente. Tabela 9 – Equações de equilíbrio de longo prazo para as séries mensais de preços do

algodão no Brasil (LPBR) e em Nova Iorque (LPNY) para as três amostras consideradas.

Amostras (a) Equação de equilíbrio de longo prazo

Amostra 1 LPBR = 0,9960 LPNY

(a)

A partir desses resultados descritos na Tabela 9, constata-se que a Lei do Preço Único prevalece nesses mercados, independentemente do período considerado, tendo em vista que a elasticidade de transmissão de preços do algodão foi praticamente igual a um nas três situações analisadas. Entretanto, conforme descrito, isso não é suficiente para assegurar a validade dessa lei. Nesse sentido, deve-se testar a perfeita integração de

mercado quando são impostas restrições aos parâmetros β, cujos resultados estão contidos

(13)

13

Tabela 10 – Teste de significância de restrição sobre o parâmetro de longo prazo (β) do

vetor de co-integração para as três amostras consideradas.

Hipótese nula Razão de Verossimilhança Valor crítico (5%)

Amostra 1 (a) Amostra 2 (a) Amostra 3 (a)

βBrasil=0 10,6252 (b) 13,9447 (b) 6,7824 (b) 3,84 βNova Iorque=0 10,6155 (b) 14,0045 (b) 6,7904 (b) 3,84

βBrasil = βNova Iorque 10,6213 (b)

13,9753 (b) 6,7867(b) 3,84

Fonte: Dados da pesquisa.

(a)

(b)

Indica rejeição a 5% de significância.

Como se verifica pelos dados da Tabela 10, a hipótese nula sobre os parâmetros

βBrasil e βNova Iorque pode ser rejeitada nos três períodos analisados. Isso significa dizer que

esses acordos comerciais não refletiram em mudanças no comportamento dessas variáveis quanto à integração de mercados, pois da mesma forma que elas participavam do relacionamento de longo prazo quando se realizou a análise para a série completa, os resultados não se modificaram quando se considerou cada amostra separada, indicando que variações de preços presentes em um mercado são transmitidas para o outro mercado no longo prazo em quaisquer dos períodos estudados. Em outras palavras, pode-se dizer que os coeficientes das séries de preços do Brasil e de Nova Iorque não foram estatisticamente iguais no longo prazo, confirmando que uma variação no preço de um mercado não é transmitida de forma completa ao outro mercado no longo prazo. Assim, constata-se que a Lei do Preço Único não é perfeitamente verificada para o mercado de algodão nesses períodos analisados.

4. CONCLUSÕES

Os resultados obtidos para a amostra completa de preços do algodão indicam que os mercados brasileiro e norte-americano podem ser considerados integrados. Essa evidência também foi observada quando se analisou os sub-períodos relativos à vigência do Acordo Multifibras, do Acordo de Têxteis e Vestuários e a liberalização no comércio mundial do setor têxtil. Isso significa que, em todas essas amostras estudadas, variações de preço do algodão ocorridas em um mercado são repassadas ao outro mercado no longo prazo, porém essa transmissão não é realizada de forma completa, já que a hipótese de perfeita integração entre os mercados foi rejeitada em todas as situações estudadas, invalidando, portanto, a Lei do Preço Único.

(14)

14

5. REFERÊNCIAS

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(15)

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