ĠÇ DENETĠMĠN GELĠġĠMĠ

Antes de verificar os efeitos dos investimentos em infra-estrutura na PTF, primeiramente é estimada a função de produção tipo Cobb-Douglas para o setor agropecuário brasileiro. O modelo de dados em painel, a ser utilizado, é definido pelo teste de Hausman.

A Tabela 4 mostra o resultado do teste, bem como os coeficientes estimados para capital e trabalho nos modelos EF e EA. O teste sugere que o modelo a ser utilizado é o EF, pois o critério de Wald (W) resultante é de 51,74 sendo estatisticamente significante a 1% e podendo-se rejeitar a hipótese nula de que as variáveis explicativas e o erro estocástico não são correlacionados.

Tabela 4 – Elasticidades de produção do capital e do trabalho da função do produto agregado do setor agropecuário nos modelos EF e EA e o teste de Hausman

Elasticidade (EF) Elasticidade (EA) W

Capital 0,46*** 0,52*** Trabalho 0,23*** 0,34***

W 51,74***

Fonte: Resultados da pesquisa.

*** Significativo a 1% ;** Significativo a 5% ;* Significativo a 10%.

Definido o modelo a ser utilizado, tem-se pela equação (26):

it I i it L I i it K N j j j it D K L Y =

∑

∑

∑

em que Y é o produto; K é o capital; L é o trabalho; β’s são os parâmetros; Dj é a

variável dummy; ε é o resíduo da expressão, denominado PTF por Solow; i é a unidade de seção cruzada; j é a unidade de seção cruzada menos a unidade que é tomada como base; e t é o tempo. Todas as variáveis, exceto a dummy, são estimadas em logaritmo. Esse procedimento é necessário para obter inicialmente as elasticidades-renda do capital e do trabalho e a taxa de crescimento da PTF.

Verifica-se que alguns estados (CE, RJ, AL, AC e RR) apresentam elasticidades de produção do capital e do trabalho muito baixas ou estatisticamente não-significativas a 10%. Como esses estados têm pequena participação no PIB agropecuário nacional (2,60% conjuntamente, em 2004) e devido às respostas insatisfatórias quanto ao efeito do capital e do trabalho no PIB, optou-se por excluí-los da função de produção agregada do setor

agropecuário13. As elasticidades de produção do capital e do trabalho, bem como a estatística t, são apresentadas na Tabela 8B (Apêndice B). As elasticidades de produção do capital e do trabalho estimados para os demais 22 estados, assim como os testes t estimados para os estados selecionados, são mostrados na Tabela 9B (Apêndice B).

Excluídos os estados, é estimada a função de produção agregada para o setor agropecuário brasileiro. Como os dados utilizados são de 22 estados da União, para 20 anos do período de 1985 a 2004, utilizou-se o formato de dados em painel. Devido ao problema da heterocedasticidade e autocorrelação, a variância dos parâmetros não será mínima, não se podendo fazer nenhuma inferência. A Tabela 5 mostra os coeficientes estimados para a função de produção agregada no setor agropecuário dos 22 estados analisados.

Tabela 5 – Elasticidades de produção do capital e do trabalho da função do pro- duto agregado do setor agropecuário – Brasil, 1985-2004

Elasticidade Estatística t P-valor

Constante 0,10 NS 0,13 0,90 Capital 0,46*** 7,03 0,00 Trabalho 0,23*** 7,66 0,00

Fonte: Resultados da pesquisa.

*** Significativo a 1% ;** Significativo a 5% ;* Significativo a 10%; NS: não-significativo.

13 _{Foi realizado o teste de hipótese conjunto para os estados excluídos, mas os resultados não foram}

SOLOW (1957) sugeriu que o modelo utilizado não estava especificado corretamente e que, portanto, existiam outros fatores, além do capital e do trabalho, que afetavam o produto. Esta pesquisa, corroborando seus resultados, identifica o problema de especificação com a presença heterocedasticidade e autocorrelação. Nesse sentido, os parâmetros estimados não são eficientes, visto que não têm a variância mínima e o teste de hipótese não é válido. Uma alternativa para se corrigir o modelo é utilizar o método dos Mínimos Quadrados Generalizados (MQG); contudo, nesta pesquisa, optou-se por não utilizá-lo, pois se pretendeu verificar o efeito de outras variáveis no resíduo, denominado PTF.

A Tabela 6 mostra os resultados dos testes de Bartllet, Levene e Brown- Forsythe. Os três testes rejeitam a hipótese nula de igualdade da variância dos resíduos no período analisado, confirmando a existência de heterocedasticidade a 1% de significância.

Tabela 6 – Resultados dos testes de heterocedasticidade selecionados

Teste Graus de liberdade Valor da estatística

Bartlleta 21 125,39 (0,00) Leveneb 21,414 4,54 (0,00) Brown-Forsytheb 21,414 3,87 (0,00)

Fonte: Resultados da pesquisa.

*** significativo a 1%; ** significativo a 5%; * significativo a 10%; a – segue a distribuição x2; b – segue a distribuição F; P-valor entre parênteses.

Na Tabela 7 são mostrados os resultados do teste LM proposto por Breusch-Godfrey para a autocorrelação serial. O processo é descrito como autoregressivo, pois a estatística calculada do teste é maior que a estatística tabelada para os períodos defasados.

Tabela 7 – Teste de Breusch-Godfrey para autocorrelação serial

Variável Coeficiente _estimado R2 Estatística

calculada Estatística tabelada (1%) Ln (resíduos (t-1)) 0,32*** (4,24) 0,16 68,35 6,63 Ln (resíduos (t-2)) 0,07 NS (0,70) 0,17 68,19 9,21

Fonte: Resultados da pesquisa.

*** significativo a 1%; ** significativo a 5%; * significativo a 10%; NS: não-significativo; N = 440.

Assim, dados os problemas de autocorrelação e heterocedasticidade, o teste de hipótese não é válido, não se podendo fazer nenhuma inferência sobre os parâmetros estimados. Os resultados confirmam os encontrados por SOLOW (1957), estando o modelo incorretamente especificado e tendo outras variáveis, além de capital e trabalho, afetando o produto.

Estimada a função de produção agregada, obtêm-se as elasticidades de produção do capital e do trabalho (Tabela 9B – Apêndice B) e a taxa de crescimento da PTF (Tabela 10B – Apêndice B). Como os valores estão em logaritmo, toma-se o antilogaritmo da PTF, podendo-se, assim, verificar o comportamento desta no período analisado (Tabela 8). Dividindo o período estudado em 1985/94 e 1995/04, verifica-se que, coincidentemente, metade dos estados pesquisados apresenta taxa média de crescimento da PTF no segundo período superior à do primeiro. Tomando-se os seis estados com maior participação média no PIB real agropecuário em ordem decrescente (SP, RS, PR,

MG, BA e SC), no período de 1985/2004, verifica-se que estes representam 68% do PIB real agropecuário do Brasil (Tabela 6B – Apêndice B). Além disso, constata-se que os estados de SP, RS e PR apresentam tendência de crescimento da PTF no segundo período, sendo a maior em 2004. Os estados de MG e BA, com as maiores taxas no primeiro período, apresentam tendência de queda da PTF em grande parte do período analisado, voltando a crescer no final do segundo período. Dos estados de maior participação no PIB agropecuário, apenas SC apresenta a maior e a menor taxa de crescimento no primeiro período; a partir daí, apresenta tendência de crescimento.

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Tabela 8 – Taxa anual de crescimento da PTF dos estados selecionados – Brasil, 1985-2004 (%)

Ano SP RS PR MG BA SC GO PA MT MS PE MA PB RO AM ES RN SE PI TO DF AP Média 1985 0,84 0,87 1,36 1,34 1,37 0,84 0,99 0,62 0,76 1,00 1,03 0,86 1,07 1,08 1,10 1,79 1,12 0,98 1,02 0,00 0,50 0,51 0.96 1986 0,54 1,13 1,13 1,28 1,27 1,02 1,08 0,81 1,11 1,24 1,10 1,05 1,08 1,91 1,01 2,32 1,31 0,94 1,12 0,00 0,67 0,64 1.08 1987 0,72 1,09 1,06 1,51 1,23 0,74 1,01 0,82 0,87 1,15 1,22 0,67 1,27 1,65 1,01 0,92 1,59 0,88 0,84 0,00 0,53 0,43 0.96 1988 0,69 1,08 0,90 1,35 1,42 0,86 0,84 0,86 1,19 1,05 0,97 0,90 0,96 1,15 1,42 1,30 1,48 0,94 0,80 0,00 1,42 0,56 1.01 1989 0,77 1,15 1,04 1,51 1,38 1,47 0,62 1,54 1,02 1,03 0,90 1,14 1,42 1,63 1,25 1,78 3,16 0,92 0,87 1,32 0,58 1,12 1.25 1990 0,85 0,79 0,86 0,98 0,80 0,86 0,82 1,28 0,54 0,93 1,06 0,93 1,03 0,81 1,51 0,69 0,93 1,00 0,98 0,91 0,77 0,81 0.92 1991 0,87 0,73 0,59 0,99 0,83 0,72 0,84 1,12 0,58 0,95 0,95 0,80 0,79 0,85 0,87 0,71 1,17 0,93 0,92 0,86 2,07 0,62 0.90 1992 0,92 0,79 0,63 0,85 0,82 0,90 0,76 0,84 0,51 0,74 0,92 0,79 0,85 0,85 0,96 0,76 1,08 1,00 0,81 1,15 1,16 0,97 0.87 1993 0,93 0,85 0,78 1,00 0,84 0,80 1,06 1,92 0,54 0,95 0,69 0,64 0,82 0,99 0,64 0,94 0,69 1,50 0,94 1,09 1,13 0,91 0.94 1994 1,01 1,01 1,02 1,21 0,94 1,09 1,02 1,20 1,01 0,92 0,85 0,94 1,05 0,87 0,83 1,25 1,02 1,21 1,26 1,26 1,58 1,58 1.10 Média 1.º período 0,82 0,95 0,94 1,20 1,09 0,93 0,90 1,10 0,81 1,00 0,97 0,87 1,03 1,18 1,06 1,25 1,35 1,03 0,96 0,66 1,04 0,82 1.00 1995 0,98 0,99 0,62 0,83 0,91 0,99 0,95 1,05 0,83 0,87 0,94 0,95 1,26 0,76 0,66 1,04 0,92 1,09 1,34 1,11 0,77 1,29 0.96 1996 0,85 1,00 0,98 0,84 0,91 1,01 0,88 0,94 0,88 0,89 1,09 1,42 1,26 0,79 0,51 1,22 1,03 1,11 1,31 0,80 0,86 1,63 1.01 1997 1,01 0,93 1,09 0,83 0,91 0,96 0,89 0,84 1,02 0,86 0,99 1,32 0,99 0,79 0,54 0,95 0,82 0,93 1,01 0,83 0,91 1,25 0.94 1998 1,18 0,99 1,10 0,87 0,76 0,96 0,93 0,85 0,97 0,85 0,94 0,92 0,64 0,78 0,74 1,09 0,96 0,98 0,84 0,94 1,05 0,91 0.92 1999 1,03 0,99 1,13 0,88 0,75 1,05 0,86 0,91 1,21 1,00 0,87 1,06 0,88 1,01 0,84 0,96 0,56 0,95 1,04 1,07 0,79 1,12 0.95 2000 0,91 0,93 1,08 0,84 0,91 1,15 1,03 0,89 1,57 0,95 0,99 1,10 0,99 0,93 0,84 1,17 0,43 0,83 1,10 0,87 1,04 1,09 0.98 2001 1,45 1,14 1,04 0,72 0,86 1,13 1,10 0,94 1,38 1,13 1,01 1,14 1,00 0,83 0,85 0,66 0,36 0,84 1,06 0,96 0,98 1,39 1.00 2002 1,74 1,18 1,33 0,83 1,11 1,19 1,59 1,02 1,82 1,16 1,17 1,20 0,91 0,98 1,96 0,59 1,13 0,98 0,92 0,96 1,46 1,55 1.22 2003 1,90 1,27 1,42 0,90 1,19 1,29 1,67 1,08 1,89 1,23 1,22 1,28 0,99 1,03 2,10 0,65 1,19 1,06 0,99 0,99 1,60 1,52 1.29 2004 2,00 1,33 1,49 0,95 1,26 1,35 1,76 1,12 1,96 1,29 1,30 1,36 1,05 1,06 2,22 0,68 1,26 1,12 1,04 1,05 1,72 1,62 1.36 Média 2.º período 1,30 1,08 1,13 0,85 0,96 1,11 1,17 0,96 1,35 1,02 1,05 1,17 1,00 0,90 1,13 0,90 0,87 0,99 1,07 0,96 1,12 1,34 1,06 Média total 1,06 1,01 1,03 1,03 1,02 1,02 1,03 1,03 1,08 1,01 1,01 1,02 1,02 1,04 1,09 1,07 1,11 1,01 1,01 0,81 1,08 1,08 1.03

A pesquisa revela que a taxa média de crescimento da PTF no segundo período foi superior à do primeiro em 60%, 13%, 20% e 19% para os estados de SP, RS, PR e SC, respectivamente (Tabela 8). Isso pode ser explicado, em parte, pelo avanço tecnológico e pela utilização de insumos modernos no setor. Dos estados com a maior parcela do PIB agropecuário, somente MG e BA apresentam as maiores taxas de crescimento da PTF no primeiro período (1989 e 1988, respectivamente), com tendência de queda até o ano de 2001 para MG e até o ano de 1999 para BA. Apesar da mudança no segundo período, a taxa média de crescimento da PTF foi inferior, em relação ao primeiro período, em 29% e 12% nos estados de Minas Gerais e Bahia, respectivamente (Tabela 8), o que pode ser explicado, em parte, pelos problemas ocorridos nestas regiões no período estudado, como as freqüentes geadas em Minas e a doença na cultura do cacau na Bahia, afetando significativamente a produção.

Os outros estados apresentam grande variabilidade; os estados da região Centro-Oeste têm crescimento da PTF expressivo no segundo período, com exceção de Tocantins, o que pode ser explicado pelo aumento da área plantada e, segundo GASQUEZ e CONCEIÇÃO (2000), pelo aumento da produtividade terra. Os estados das regiões Norte e Nordeste, por serem estados não tradicionais na produção agropecuária, apresentam taxa de crescimento da PTF não-uniforme (Tabela 8). Os valores das estimativas encontradas, na forma de logaritmo, são apresentados na Tabela 10B (Apêndice B).

Tomando todos os estados conjuntamente, verifica-se que, no período de 1995 a 2004, a taxa de crescimento média da PTF aumentou em 6,0% comparativamente ao período de 1985 a 1994, sendo de 1,00% e 1,06% no primeiro e segundo períodos, respectivamente. A taxa de crescimento média para todo o período foi de 1,03%. O resultado difere do encontrado por GASQUEZ e CONCEIÇÃO (2000), que, verificando a taxa anual média de crescimento da PTF da agricultura brasileira no período de 1975 a 1995, encontraram 2,33%, sendo considerada elevada, comparativamente a países com os Estados Unidos e a Austrália.

A Figura 4 mostra a taxa de crescimento média da PTF no Brasil, no período de 1985 a 2004. Uma possível explicação para a tendência de aumento até 1989 e queda no período 1990-1992, voltando a aumentar em 1993 e ficando estável até o final da década de 1990, pode ser o gasto feito na agricultura pela União. Segundo GASQUES e VILLA VERDE (2003), a década de 1980 foi caracterizada por gastos públicos na agricultura relativamente elevados em relação aos dispêndios totais da união. No período de 1980 a 1988, os gastos da União na agricultura foram, em média, 6,64% dos gastos totais, enquanto no período de 1990 a 2001 caíram para 2,17%. Neste período, a maior taxa de crescimento da PTF média brasileira foi no ano de 1989, ano em que os estados de MG, SC, PB, RN e TO tiveram a maior taxa de crescimento da PTF. De maneira semelhante, o ano de 1992 apresentou a menor taxa média brasileira, e os estados MT e MS tiveram a menor taxa de crescimento da PTF.

Apesar da queda desses gastos, no período de 2000 e 2001, que representaram apenas 1,0% dos dispêndios totais da união, a PTF apresenta significativo crescimento até 2004. Uma possível explicação para o crescimento médio da PTF, a partir de 2001, é a introdução de mecanismos modernos de financiamento agrícola. A equalização das taxas de juros incentivou a iniciativa privada a conceder crédito para a agricultura, e a introdução desses mecanismos pode ter sido uma das causas do crescimento constante da taxa média, que atinge a maior taxa de crescimento do período analisado em 2004. Neste ano, os estados com maior participação no PIB agrícola (SP, RS, PR, GO, MT, MS e PE), além de AM, apresentam as maiores taxas de crescimento da produtividade analisada.

A pesquisa mostra que os estados não-tradicionais no setor agropecuário brasileiro tiveram taxa de crescimento expressivo da PTF. Esse resultado confirma os encontrados por GASQUEZ e CONCEIÇÃO (2000), que constataram que, apesar do aumento na PTF em vários estados no período de 1985 a 1995, o crescimento da produção agropecuária brasileira foi impulsionado por estados do Centro-Oeste.

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Taxa de crescimento médio da PTF - Brasil 1985-2004

0.00 0.20 0.40 0.60 0.80 1.00 1.20 1.40 1.60 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 Ano %

Fonte: Resultado da pesquisa.

Esta pesquisa concorda com o encontrado por esses pesquisadores quando informam que o coeficiente de variação da taxa média de crescimento anual da PTF, no período de 1975 a 1995, reduziu entre os estados pesquisados. Assim, estados não-tradicionais têm aumentado sua participação no PIB agropecuário, comparativamente aos estados tradicionais. Para verificar o coeficiente de variação da taxa média de crescimento anual da PTF (CVm),

utilizou-se a seguinte expressão:

100 x CVm _μ

σ

= (56)

em que σ é o desvio-padrão e μ é a média da taxa de crescimento da PTF.

O resultado encontrado demonstra que esse coeficiente reduziu 26,47%, caindo de 38% para 28%, no período de 1985 a 2004 (Tabela 9). Esse fato pode ser explicado pelo crescimento da participação no PIB agropecuário de estados não-tradicionais, como GO, MT e MS, e pelo aumento da taxa de crescimento da PTF nos estados de GO, MT, MS, PE, MA, AM, PI, TO e DF.

Tabela 9 – Coeficientes de variação da PTF entre os estados selecionados – Bra- sil, 1985-2004 (%)

Ano Coeficiente de _variação Ano Coeficiente de _variação

1985 38,02 1995 19,42 1986 41,96 1996 24,12 1987 39,83 1997 16,74 1988 34,01 1998 13,71 1989 42,42 1999 15,23 1990 21,61 2000 20,69 1991 33,62 2001 24,82 1992 17,73 2002 28,22 1993 31,96 2003 27,83 1994 18,74 2004 27,95

4.2. Impactos dos investimentos em infra-estrutura na PTF

Antes de regredir a PTF em função dos investimentos em infra-estrutura para estimar seus efeitos na PTF, é preciso verificar o tempo de defasagem, no qual os investimentos em infra-estrutura afetam a PTF e o sentido de causalidade. No sentido de Granger, se a variável independente causa a variável dependente, então mudanças na primeira devem preceder as mudanças na segunda. De acordo com Holtz-Eakin, Newey e Rosen, citados por ZHANG e FAN (2004), o tempo de defasagem deve ser menor que um terço do período total observado, pois, caso contrário, a matriz de covariância não poderia ser corretamente estimada, devido ao problema de sobre-identificação. Para esta pesquisa, o período de defasagem teria que ser menor que 7 anos, já que o período estudado é de 20 anos. Seguindo esses procedimentos, foram estimadas as equações irrestritas da PTF em relação aos investimentos em infra-estrutura com defasagens de 1 a 6 anos. A equação irrestrita é aquela na qual a variável dependente é regredida em função da própria variável dependente e das independentes defasadas do período selecionado. A decisão da defasagem de tempo é obtida quando o valor do critério de Akaike e/ ou Schwarz é mínimo. Os resultados mostram que o período de defasagem adequado é de um ano para esse trabalho. Os resultados do teste são mostrados na Tabela 18B (Apêndice B).

Além do tempo de defasagem, torna-se necessário verificar o sentido de causalidade. Esse procedimento é importante, pois, ocorrendo a existência de causalidade bidirecional, as estimativas por Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) seriam inconsistentes (GUJARATI, 2004). Para isso, utilizou-se o teste de Granger, que, apesar de apresentar o problema da sensibilidade ao tempo de defasagem, permite examinar a existência ou não de causalidade bidirecional. O teste consiste em verificar, através das equações (52) e (53), se os coeficientes das variáveis defasadas são estatisticamente iguais a zero. A hipótese nula (H0) é

a de não-existência de causalidade, que deve ser testada com mais períodos de tempo (GUJARATI, 2004). O programa EVIEWS disponibiliza esse teste para