ESTIMATIVA DA DEMANDA DE IMPORTAÇÃO BRASILEIRA DE TRIGO, 1980 – 2002.
Resumo: Este trabalho apresenta os resultados da estimativa da função de demanda de importação brasileira de trigo para o período de 1980 a 2002. Especificamente, verificou-se a extensão das respostas das importações brasileiras de trigo às variações na quantidade produzida domesticamente, ao preço de importação, à renda interna e à taxa de câmbio e o impacto do acordo do Mercosul e da mudança na política cambial de 1999. O modelo usado para estimar a função de demanda de importação de trigo foi o de Correção de Erros, que se mostrou bem ajustado às variáveis especificadas. As únicas elasticidades significativas foram para a produção doméstica e taxa de câmbio, porém a taxa de câmbio apresentou sinal contrário à teoria. As demais elasticidades apresentaram sinais esperados, no entanto não se apresentaram significativas. Isso pode significar que as importações de trigo são mais influenciadas pela produção interna, pela necessidade de se importar o suficiente para complementar a produção doméstica para a garantia do abastecimento interno.
Palavras-chave: trigo, demanda de importação, Modelo de Correção de Erros 1. INTRODUÇÃO
O consumo interno de trigo situou-se em torno de 10,1 milhões de toneladas em 2002, sendo 9,3 milhões a demanda pela indústria de moagem. A quantidade produzida no mesmo ano foi de aproximadamente 2,9 milhões (CONAB, 2003). As estimativas do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), é que a safra de 2003 chegue a 4,735 milhões de toneladas, um salto de 61,82% em relação a 2002. Será a segunda maior colheita da história da triticultura nacional, superada apenas pela de 1989, quando foram produzidas 6 milhões de toneladas. O déficit no suprimento tem exigido grandes importações de trigo em grão, cujo ápice ocorreu em 1999/2000, com o volume de 7.718 mil toneladas, incluindo farinha de trigo equivalente em grãos (CONAB, 2003).
O principal país fornecedor de trigo para o Brasil é a Argentina, responsável por cerca de 90% das compras brasileiras do grão. De acordo com RABELO (2003), os principais fornecedores do Brasil, no período de janeiro a setembro de 2003, foram: Argentina (84%), Estados Unidos (7%), Polônia (6%), Canadá (2%) e demais países (1%).
Em 2002, as importações totalizaram 6.572 mil toneladas e os gastos totais com importações de trigo foram de US$ 878 milhões, e desse total US$ 750 milhões corresponderam à importação de trigo argentino. Só no primeiro semestre de 2003, as vendas de trigo argentino para o Brasil somaram US$ 500 milhões (GAZETA MERCANTIL/ 2003).
O trigo é o principal produto agrícola de importação da balança comercial brasileira, e atualmente o Brasil é o maior importador mundial de trigo seguido pelo Egito, Japão e Argélia (AGRIANUAL, 2003).
O surto de importações de trigo decorre tanto da quebra da produção interna, como da ausência total de uma estratégia capaz de minimizar as compras externas do produto.
Segundo RABELO (2003), a abertura da economia brasileira a partir do início dos anos 90, as políticas cambiais pró-importações e a produção de enormes excedentes na Argentina desestimularam a atividade de produção de trigo, internamente. Desde 1º de janeiro de 1995 as importações de trigo da Argentina são isentas de imposto de importação, devido a assinatura do acordo do Mercosul. Porém, para terceiros mercados as importações do trigo são gravadas com alíquota de 12% para o grão (PERNAMBUCO, 2003).
A alta dependência das importações para o abastecimento interno de trigo é um fator preocupante visto sua importância na dieta alimentar do povo brasileiro. Dessa forma, é fundamental o estabelecimento de políticas econômicas que visem evitar flutuações indesejadas no abastecimento desse cereal, através de incentivos à produção interna e o conhecimento dos principais determinantes do funcionamento do mercado.
Entretanto, ainda existem poucos estudos sofre a demanda de importação de trigo. ALVES e LIMA (1998), fizeram uma análise da demanda de importação de trigo no Brasil, usando as variáveis preço pago pela importação de trigo e a produção doméstica de trigo. Em 1999, VIANA, usando o modelo de Rotterdam, analisou o comportamento das importações brasileiras de cereais, incluindo o trigo, no período de 1970 até 1996, verificando também as respostas das importações às variações nas variáveis renda e preço, os possíveis impactos econômicos e sociais decorrentes do aumento das importações e analisou as perspectivas futuras em três cenários econômicos. Nesse trabalho, o autor sugere que a abertura comercial, políticas cambiais e a integração ao Mercosul, impactuam as importações de trigo, porém não entrou em detalhes.
BITENCOURT (2000) analisou os impactos do Mercosul na triticultura brasileira, e sugeriu que a desvalorização cambial em 1999 poderia amenizar as dificuldades dos produtores nacionais por tornar os produtos importados menos competitivos diante dos similares nacionais.
No entanto, nenhum desses trabalhos citados, analisaram a variável taxa de câmbio, embora sugerissem a importância desta variável para o comportamento das importações brasileiras de trigo. Diante desse cenário, esse trabalho se propõe a analisar o comportamento das importações brasileiras de trigo no período de 1980 a 2002. Especificamente pretendeu-se estimar a função de demanda de importação de trigo para o Brasil e verificar em que extensão as importações brasileiras de trigo respondem às variações da renda interna, dos preços do trigo, da quantidade produzida internamente e da taxa de câmbio e verificar o impacto do acordo do Mercosul, que isentou de tarifa, as importações de trigo argentino sobre as importações brasileiras de trigo e a mudança da política cambial a partir de 1999, que favoreceu as exportações e dificultou as importações, fazendo com que os preços de paridade do produto importado passassem a balizar os preços internos incentivando a produção interna.
2. REFERENCIAL TEÓRICO
De acordo com o Modelo Geral do Comércio (KRUGMAN & OBSTFELD, 1999), o que motiva a importação é o fato de um determinado país consumir mais do que produz. Assim para suprir a necessidade interna de consumo, que não é suprida pela sua produção interna, o país precisa importar de outros países.
A Figura 1 ilustra como são determinados o consumo e a produção em um país. Nesse trabalho, como sugerido por VIANA (1999), admitiu-se os pressupostos da teoria da concorrência perfeita referentes à homogeneidade do produto e à insignificância dos participantes, considerando o Brasil um país pequeno em relação ao mercado internacional, não podendo afetar os preços internacionais de exportação e conseqüentemente, não afetando seus termos de troca. Assumiremos que ele importa trigo e exporta outros produtos. Assim, o país vende seus outros produtos para o mercado mundial ao preço internacional dado e compra trigo também ao preço internacional.
Numa economia aberta, o país produz no ponto de sua fronteira de possibilidades de produção (TT) que é tangente à linha de restrição orçamentária da economia e consome onde a curva de restrição orçamentária tangencia a curva de indiferença mais alta. Nessa figura, podemos perceber que o consumo de trigo (D) no Brasil é maior que a produção de trigo (Q). Para compensar essa diferença o Brasil importará trigo de outros países.
Figura 1: Produção, consumo e comércio.
A demanda de importações do Brasil é o excedente do que seus consumidores demandam sobre o que seus produtores ofertam e a oferta de exportações do Estrangeiro é o excedente do que os produtores do Estrangeiro ofertam sobre o que os clientes do Estrangeiro demandam.
A Figura 2 mostra como a curva de demanda das importações do Brasil é obtida. Ao preço P1, os consumidores brasileiros demandam D1, enquanto os produtores brasileiros
ofertam apenas S1, portanto a demanda de importações do Brasil é D1-S1. Se o preço aumenta
para P2, os consumidores brasileiros demandam apenas D2, enquanto os produtores brasileiros
elevam sua oferta para S2, caindo sua demanda de importações para D2-S2. Assim, a curva de demanda de importações MD é inclinada para baixo porque, à medida que o preço aumenta a quantidade de importações declina.
Figura 2: Obtendo a curva de demanda de importação de trigo do Brasil.
A Figura 3 mostra como a curva de oferta das exportações do país Estrangeiro é obtida. Em P1, os produtores estrangeiros ofertam S*1, enquanto os consumidores estrangeiros
demandam apenas D*1, de modo que a oferta disponível para exportação é S*1-D*1. Em P2, a
oferta no país Estrangeiro aumenta e a demanda diminui, aumentando a oferta de exportações. Assim, a curva de oferta de exportações é inclinada para cima.
TT Produção de outros produtos, Qt D Q Exportação de outros produtos Importação de trigo P2 P1 PA S1 S2 D2 D1 D S Preço Preço Quantidade Quantidade MD D2 –S2 D1 –S1 1 2 A Produção de trigo
Figura 3: Obtendo a curva de oferta de exportação de trigo do País Estrangeiro.
O equilíbrio internacional ocorre quando a demanda de importações do Brasil é igual à oferta de exportações do Estrangeiro.
Analisa-se agora o que ocorre quando o governo do Brasil coloca uma tarifa sobre as importações de trigo. Segundo KRUGMAN & OBSTFELD (1999), as tarifas sobre importações, normalmente ocorrem por motivos de distribuição de renda, para proteger indústrias importantes para a economia local, ou por motivos do balanço de pagamentos. O efeito direto de uma tarifa é tornar os bens importados mais caros dentro do país do que fora. Essas mudanças de preços causadas pelas tarifas mudam tanto a oferta relativa quanto a demanda relativa.
As Figuras 4 a e b ilustram os efeitos de uma tarifa sobre as importações do Brasil. Nesse caso, uma tarifa aumenta o preço do bem importado pelo montante total da tarifa e a linha da restrição orçamentária se torna mais horizontal. O país produz menos dos outros produtos e mais de trigo e o consumo de trigo cai no país que impõe a tarifa, diminuindo as importações.
Figura 4: Efeito de uma Tarifa em um País Pequeno.
3. METODOLOGIA
O modelo de demanda de importação mais comumente encontrado na literatura1, segue a seguinte modelagem:
DMit = f (Pjt, Yt, Qt)
Preço
Quantidade S1
S2 D2D1
Importações após a tarifa
Importações antes da tarifa Pi+t Pi S D QM DM QT DT Q2 D2 P2 P1 P*A Preço S* X* D* D*2D*1 S*2 S*1 Quantidade QuantidadeS*1-D*1 Preço S*2-D*2 (a) (b)
Em que DMit = Demanda de importação pelo produto i, no período t; Pit é o índice de preço relativo do produto, calculado por (PMit (1+t) W)/PDit , PMijt é o preço internacional da mercadoria i, t é a tarifa, W é a taxa de câmbio e PDit é o preço doméstico do produto; Yt é a renda per capta do país; e Qt é o estoque e ou a produção interna.
As relações esperadas da variável dependente, demanda de importação, são: negativa para o índice de preço relativo e quantidade importada e positiva para a renda.
ALVES e LIMA (1998), consideraram apenas DMit = f (Pit, Qt) e usaram o preço pago pela importação de trigo em US$, sem a alteração descrita acima.
Para este trabalho foi estimada a seguinte equação log-log:
t 6 5 t 4 t 3 t 2 t 1 0
t logQP logPM logY TC Dummy1 Dummy2
QM
log = β +β +β +β +β +β +β +ε(1)
em que:
QMt é a quantidade importada de trigo no tempo t em toneladas/ano;
QPt é a quantidade de trigo produzido internamente no tempo t, medido em toneladas por ano;
PMt é o preço médio anual de importação de trigo no tempo t em US$/T; Yt é a renda real per capta medida em US$ no tempo t;
TCt é a taxa de câmbio real efetiva no tempo t;
Dummy1 é uma variável dummy que representa a eliminação da tarifa de importação do trigo Argentino pelo Brasil. Sendo assim, receberam zero (0) os anos de 1980 a 1994 (período de vigência da tarifa) e um (1) os anos de 1995 a 2002 (período sem tarifa);
Dummy2 é uma variável dummy que representa a mudança na política cambial, a partir de 1999. Sendo assim, receberam zero (0) os anos de 1980 a 1998 e um (1) os anos de 1999 a 2002.
ε
t é o termo de erro aleatório com distribuição normal, isto é, média zero e variância constante; et é o período de tempo, nesse caso, medido em anos.
De acordo com as relações esperadas entre as variáveis, tem-se os seguintes comportamentos das elasticidades:β1,β2,β4,β6 < 0 e β3,β5 > 0. O coeficiente β0 pode variar de sinal, pois ele é o intercepto da função.
A escolha do modelo log-log é devido a sua conveniência, na medida em que se está interessado nas elasticidades quantidade produzida internamente, preço, renda e taxa de câmbio e usando o modelo log-log, elas saem diretamente. Além disso, outros trabalhos empíricos pesquisados usaram essa modelagem e detectaram seu bom ajustamento. Khan (1977), citado por DIB (1987), através do método de Box-Cox (1964), concluiu que a formulação logarítmica é mais adequada que a formulação linear.
O modelo escolhido para ser usado nesse trabalho foi o MCE, Modelo de Correção de Erros, após fazer o teste de estacionariedade e detectar que todas as séries usadas são integradas de ordem 1, ou seja, são I(1) e fazer o teste de cointegração e verificar que são cointegradas.
Segundo GRIFFITHS et al. (2000), o MCE é estimado em um Processo de Diferença Estacionária (PDE). Então, da equação (1) pode-se ilustrar esse mecanismo de diferenciação da seguinte forma: 1 t t t logQM logQM QM log = − − ∆ (2)
Tomando-se a primeira defasagem da equação (1) e substituindo em (2) é possível identificar que: t 6 5 t 4 t 3 t 2 t 1 0 t 2 dummy 1 dummy ) TC log( ) Y log( ) PM log( ) QP log( QM log ε ∆ + α + α + ∆ α + ∆ α + ∆ α + ∆ α + α = ∆ (3)
Ao estimar a equação (3) em diferença, possivelmente perdem-se as informações de longo prazo que seriam obtidas pela equação (1). O MCE consiste em corrigir esse problema, incluindo o erro defasado
( )
εt−1 estimado, obtido por Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) da equação (1), na equação (3), como segue:t 1 t 7 6 5 t 4 t 3 t 2 t 1 0 t ) ( 2 dummy 1 dummy ) TC log( ) Y log( ) PM log( ) QP log( QM log µ + ε α + α + α + ∆ α + ∆ α + ∆ α + ∆ α + α = ∆ − (4)
em que ∆ é o operador de diferença,
( )
εt−1 é o termo de erro da equação (1) defasado em um período e representa ∆ da equação (3) e εt α é o erro equilibrador de longo prazo. 7Para se certificar da não-estacionariedade das séries analisadas, foi feito o teste aumentado de DICKEY e FULLER (ADF). Segundo FAVA (2000), esse teste é utilizado quando os resíduos apresentam correlação serial, de forma que acrescenta defasagens da variável dependente para contornar o problema da autocorrelação.
O teste ADF apresenta a hipótese nula de presença de uma raiz unitária, ou seja, a série é não-estacionária. Assim, para aceitar que as séries são estacionárias é necessário rejeitar a hipótese nula, ou seja, o t calculado deve ser maior que o valor crítico tabelado, no nível de significância escolhido.
Após procedimento do teste ADF para raiz unitária, é possível determinar a ordem de integração das séries estudadas e, então, verificar se elas são co-integradas. Segundo GUJARAT (2000), se Y for I(d) e X também for I(d), em que d é o mesmo valor, essas duas séries podem ser cointegradas. Para isso é necessário que confirmemos que o resíduo da regressão seja I(0), ou seja, estacionário. Desta forma, pode-se dizer que, ao se ajustar um modelo com duas variáveis e ambas forem integradas de ordem um, I(1), significa que essas variáveis apresentam uma combinação linear e como resultado os resíduos estimados dessa regressão são integrados de ordem zero, I(0), ou seja, este último é estacionário, por conseguinte, as variáveis são co-integradas.
Fonte de dados:
Os dados da quantidade importada em toneladas, quantidade produzida internamente, também em toneladas e preço médio de importação em US$/T foram obtidos da Companhia Nacional de Abastecimento (CONAB). Os dados de PIB per capta, usado como proxy da renda interna e a taxa de câmbio real efetiva foram obtidas do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA). O preço médio de importação em US$/T foram divididos pelo IPA USA (base: 1982=100) e multiplicado por 100 para corrigir a inflação e obter o preço real de importação.
4. ANÁLISE DOS RESULTADOS
Os resultados do teste ADF, usado para testar a estacionariedade das séries, apresentado pela tabela 1, mostra que as variáveis analisadas são não estacionárias em nível, isto é, possuem raiz unitária. Para a primeira diferença, as séries rejeitaram a hipótese de presença da raiz unitária ao nível de 1%, exceto para a variável Yt, que apresentou um nível de significância igual a 5%. Assim, pode-se dizer que as variáveis são I(1), e é possível que sejam co-integradas.
Tabela 1 – Resultados do teste ADF para identificação de Raiz Unitária das séries anuais, no período 1980-2002
Em Nível 1ª diferença P-valor
Séries
calculado
τ τcalculado Em nível diferença 1ª QMt -1.4707(ns) -4.9653(***) 0.5292 0.0019
QPt -2.0113(ns) -5.4960(***) 0.2801 0.0002 PMt -3.1239(ns) -4.7853(***) 0.1265 0.0057 Yt -3.2029(ns) -3.3003(**) 0.1133 0.0314 TCt -2.1591(ns) -4.6802(***) 0.2254 0.0014 Fonte: Dados da pesquisa.
Nota: (***) significativo a 1%, (**) significativo a 5% e (ns) não significativo.
Na Tabela 2 verifica-se que o teste EG é significativo, ou seja,
( )
εt é estacionário ao nível de significância de 1%. Sendo assim, é possível afirmar que as séries analisadas são co-integradas, porque são integradas de mesma ordem, I(1), e os resíduos( )
εt são integrados de ordem zero, I(0).Tabela 2 – Resultado do teste de Co-integração de ENGLE-GRANGER para os resíduos estimados por MQO, no período 1980 - 2002
Em Nível Séries
calculado
τ P-valor
( )
εt -6.043684(***) 0.0001 Fonte: Dados da pesquisa.Nota: (***) significativo a 1%
O resultado da regressão para demanda de importação de trigo é representado pela Tabela 3.
Tabela 3 – Resultado da estimativa do MCE para importação brasileira de trigo, no período 1980 - 2002 R2 =0,602 P-valor do teste F = 0,037 DW= 1,456 Var.dependente = ∆QM
Variável Coeficiente Estatística t P-valor
Intercepto 0,0098(ns) 0,1203 0,9059 ∆log (QP) -0,7069(**) -2,7977 0,0142 ∆log (PR) -0,3411(ns) -0,9756 0,3458 ∆log (Y) 3,0719(ns) 1,4090 0,1806 ∆log (TC) 1,4465(**) 2,2442 0,0415 Dummy1 0,0184(ns ) 0,1048 0,9180 Dummy2 -0,1242(ns) -0,6097 0,5518
( )
εt−1 -1,0270( *** ) -4,0278 0,0012 Fonte: Dados da pesquisa.Nota: (***) significativo a 1%, (**) significativo a 5%, (*) significativo a 10% e (ns) não significativo.
O coeficiente de determinação (R2), mostra que as variáveis independentes, presentes
na equação, apresentam um razoável poder de explicação, sendo que 60% das alterações na quantidade importada de trigo se devem às variáveis especificadas no modelo. O teste F foi significativo a 5% indicando que as variáveis independentes, especificadas nesse trabalho, juntas, explicam bem a variável dependente, quantidade importada de trigo.
Com exceção da taxa de câmbio, todos os parâmetros estão com sinais esperados. As variáveis dummy também apresentaram os sinais esperados, indicando que a eliminação das tarifas de importação do trigo argentino após o acordo do Mercosul (dummy1) seria um fator estimulador para o aumento das importações de trigo e que a mudança na política cambial de 1999 (dummy2) seria um dificultador das importações. Porém, elas não foram significativas. BITENCOURT (2000), em seu trabalho, verificou que o acordo do Mercosul levou à redução de 22,11% da produção tritícola brasileira, com aumento significativo das importações de 9,43%.
A variável quantidade produzida internamente se apresentou significativa a 5% e apresentou sinal negativo, como esperado, indicando que um aumento de 10% na quantidade produzida pelos produtores nacionais gera uma queda de 7,1% na quantidade importada de trigo. Isso mostra que a quantidade importada é dependente da quantidade produzida domesticamente e que incentivos à produção doméstica, com o intuito de aumentar a produção interna de trigo no Brasil, podem diminuir a importação desse produto e conseqüentemente diminuir o gasto de divisas.
A taxa de câmbio também se apresentou significativa a 5%, porém, com sinal positivo que vai contra a teoria. De acordo com o que foi encontrado, quando a moeda doméstica sofre uma desvalorização de 10% com relação às moedas dos principais parceiros comerciais, as importações de trigo são estimuladas em 14,5% o que contraria a teoria, segundo a qual uma desvalorização da moeda torna as importações mais caras, portanto estas sofrem uma queda.
As variáveis, preço e renda, embora tenham apresentado sinais compatíveis com a teoria não se apresentaram significativas.
Em trabalho feito por ALVES e LIMA (1998) também foi encontrado um resultado não significativo para o preço, indicando que a demanda de importação de trigo não responde a preços, já que a preocupação maior do setor é com o abastecimento do mercado interno mediante importações suficientes para complementar à produção doméstica. No mesmo trabalho o coeficiente de elasticidade da quantidade produzida internamente foi de 11,44 significativo a 1%. Já para a estimação da demanda interna de trigo encontrou-se relativa
sensibilidade a mudanças nos preços e na renda, sendo os valores encontrados para as elasticidades respectivamente iguais a –0,13 e 0,59.
Outro trabalho de demanda de importação foi feito por VIANA (1999), no qual também se encontrou um resultado para elasticidade-preço direta da demanda de importação de trigo não significativo. No entanto, para a elasticidade renda foi encontrado um valor de 0,56 indicando que o trigo se comporta como um bem normal.
A elasticidade do parâmetro equilibrador de longo prazo foi de -1,027, significando que a discrepância entre o valor das elasticidades no curto e no longo prazo será corrigida na proporção de -1,027 a cada ano. O sinal negativo significa que, se o mesmo não estivesse contido no modelo, as elasticidades de longo prazo seriam superestimadas.
5. CONCLUSÕES
Neste trabalho, estimou-se a função de demanda de importação de trigo através do modelo de correção de erros (MCE).
A função de demanda de importação de trigo estimada mostrou que as importações brasileiras de trigo não respondem a preço e renda, indicando que incentivos tanto de queda de preço como aumento da renda não aumentaria a demanda por importações de trigo. As importações de trigo são mais influenciadas pela quantidade produzida internamente do grão, ou seja, o foco é a necessidade de um pleno abastecimento interno do grão, compensando o déficit da produção interna pela importação. A taxa de câmbio apresentou sinal contrário à teoria, sendo difícil uma interpretação dessa variável.
As variáveis dummy não foram significativas. A dummy1 usada para detectar o impacto da eliminação das tarifas de importação do trigo argentino pode não ter dado significativa porque a eliminação da tarifa foi feita de forma gradativa, dificultando a detecção do seu efeito sobre as importações. A dummy2, que objetivava detectar o efeito da mudança da política cambial a partir de 1999, pode não ter dado significativa devido ao reduzido número de observações do período e ao fato da alta freqüência de alterações nas políticas cambiais nas duas décadas analisadas.
O trigo é um cereal muito importante e intensamente presente na alimentação do brasileiro e a alta dependência de importação é um fator negativo e que deve ser merecedor de muita atenção dos órgãos governamentais. Em 2002, cerca de 70% do trigo consumido no Brasil foi proveniente de importações. O Brasil, embora não seja competitivo na produção de trigo devido suas características edafoclimáticas, é também um dos Países detentores da maior quantidade de terras agricultáveis e que pode contar com os enormes avanços da pesquisa na triticultura que possibilitaram uma safra superior a seis milhões de toneladas em 1987.
Diante disso é fundamental a elaboração de políticas de apoio e incentivo ao plantio de trigo e garantia de preços aos produtores para minimizar o risco de abastecimento e a alta suscetibilidade do setor a choques externos.
Embora os resultados alcançados possam ser considerados satisfatórios, de acordo com os objetivos propostos no trabalho são recomendáveis novos trabalhos com maior número de observações, uma vez que os resultados dos trabalhos pesquisados se diferirem um pouco. Em seu trabalho, VIANA (1999) comenta sobre a dificuldade de se fazer trabalhos desse tipo para produtos como o trigo por ser um produto preço-inelástico devido sua essencialidade.
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS
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BITENCOURT, M., B. Impactos dos Acordos da Rodada Uruguai, Mercosul, Alca e
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