Com o objetivo de analisar a adequação do modelo aos dados, são conduzidos três testes específicos para os resíduos: o teste de Portmanteau para a autocorrelação serial; o teste de White para a heterocedasticidade; e o teste de Jarque Bera para a normalidade71. Os resíduos não indicaram haver problemas de autocorrelação serial, mas rejeitou a hipótese nula conjunta de homocedasticidade e de normalidade dos resíduos. Foram tentadas várias dummies de quebra estrutural, de inclinação e de intervenção, além das duas de intervenção e as cinco de sazonalidade já
inseridas no modelo, para tentar alcançar a não rejeição da hipótese nula de normalidade e de hocedasticidade dos dados. Embora algumas dummies de intervenção foram significativas, só ocorreu a melhora dos resultados com a introdução de muitas dummies, e mesmo assim a hipótese de normalidade ainda foi rejeitada. Dessa forma, optou-se por não introduzir mais nenhuma, além das duas já inseridas no modelo. O teste de normalidade utilizado, de Jarque Bera, é um teste baseado em outros dois testes, um para assimetria e outro para a curtose dos dados. Nele, para os dados deste trabalho, observa-se que o maior problema está associado à curtose, ou seja, está associado aos eventos extremos. Isso se deve muito às características das séries econômicas, sobretudo as brasileiras, pois nos últimos anos o país sofreu diversos choques econômicos, sejam eles causados por fatores externos ou por fatores internos. Assim, talvez, resultados mais robustos podem ser alcançados usando outras variáveis no modelo, principalmente aquelas relacionadas à renda externa e ao câmbio real. Uma outra opção, dado que as séries apresentam quebras estruturais, é utilizar outras técnicas econométricas de modelos não lineares, como modelo de Markov-switching, utilizado em Moura e Silva (2005). De qualquer forma, a rejeição da hipótese nula de normalidade e de homocedasticidade, não invalida os resultados apenas alerta para cautela na sua interpretação.
CONCLUSÃO
O objetivo geral desta dissertação foi verificar empiricamente, por meio das estimativas das elasticidades preço (câmbio real), renda doméstica (brasileira) e renda estrangeira (americana), como as variações no saldo da balança comercial entre Brasil e EUA, entre o período de janeiro de 1990 a outubro de 2011, responde às mudanças nessas variáveis.
As abordagens teóricas utilizadas, das Elasticidades e da Absorção, procuraram descrever as relações entre as variáveis, permitindo que se construísse uma estrutura funcional para a investigação empírica.
Também foram revisados alguns trabalhos empíricos que tratam do ajustamento da balança comercial, evidenciando os modelos econométricos propostos e sua evolução ao longo do tempo, a forma funcional a ser estimada, o tipo de agregação dos dados e os resultados obtidos. No que se refere a trabalhos recentes que tratam diretamente do saldo comercial entre Brasil e EUA, eles foram extremamente escassos, sendo o único encontrado o trabalho de Hsing (2008).
Na abordagem empírica, primeiro foi feita uma análise univariada das séries utilizadas. Após descrevê-las, aplicaram-se os testes de raiz unitária de Dickey-Fuller Aumentado e de Zivot e Andrews, para saber se as séries são ou não estacionárias. Os resultados dos testes, com exceção do PIB brasileiro que pelo teste de Zivot e Andrews foi I(0), demonstraram que todas as variáveis são I(1), resultados igualmente encontrados para todas as séries das variáveis em todos os trabalhos empíricos aqui revisados. As exceções foram para a variável saldo comercial argentino em Álvarez-Ude e Gómez (2007), e para as variáveis importações da Mauritânia e Nova Zelândia, exportações da Austrália e Marrocos e renda do Marrocos em Bahmani-Oskooee e Niroomand (1998). Estas seis variáveis se apresentaram I(0).
Depois de confirmadas pela análise univariada a ordem de integração das séries das variáveis, passou-se para a análise multivariada. Assim, realizou-se o teste de cointegração de Johansen, o qual confirmou apenas a existência de um vetor de cointegração entre todas as variáveis. Dado este resultado o modelo estimado foi um VEC, que nada mais é do que um modelo VAR junto com um mecanismo de correção de erros.
A constatação de cointegração entre as variáveis, além ser uma condição necessária para a estimação do modelo VEC, permite dizer que as relações teóricas entre as variáveis apresentadas no capítulo 1 são corroboradas no caso da balança comercial entre Brasil e EUA no período observado, e que a dinâmica dessa balança comercial também é explicada por respostas transitórias aos choques.
Finalmente, os resultados obtidos demonstraram que os sinais das elasticidades estimadas de longo prazo foram positivos para o câmbio real e para a renda externa americana, indicando que quando há uma desvalorização da moeda nacional em relação ao dólar e/ou um crescimento da renda americana, a variação do saldo da balança comercial bilateral responde positivamente. O sinal da renda doméstica (brasileira) foi negativo, indicando que a variação do saldo comercial responde negativamente ao crescimento dela.
Embora os sinais estejam de acordo com o arcabouço teórico defendido pelas abordagens das Elasticidades e da Absorção, e para grande maioria dos trabalhos empíricos, há que se ressaltar a diferença com Hsing (2008). Este autor, analisando também a balança comercial entre Brasil e EUA, mas entre os anos de 1995 e 2007, encontrou um sinal negativo para a variável renda externa americana. No nosso caso, este sinal foi positivo.
Ainda em relação às elasticidades obtidas de longo prazo (TB = 7.56 + 0.63E - 3.27Y + 3.53PI) para as variações no saldo da balança comercial bilateral entre Brasil e EUA, podemos dizer que, embora o câmbio real seja inelástico, o sinal positivo confirma a condição ML no longo prazo, como defende a abordagem das Elasticidades. Esse resultado também foi encontrado para a balança comercial brasileira com dados agregados, por Moura e Silva (2005), Marçal, Monteiro e Nishima (2009), e por Hsing (2008), para a balança comercial entre Brasil e EUA.
O sinal negativo para a elasticidade renda brasileira e positivo para a elasticidade renda americana é consistente com a abordagem da absorção. Contudo, o fato das elasticidades renda americana ser ligeiramente superior à elasticidade renda brasileira demonstra o quanto é importante à retomada do crescimento do PIB americano para que o Brasil volte a ter superávits
comerciais com esse país, sem que seja necessária uma desaceleração do PIB brasileiro e/ou uma forte desvalorização cambial real.
O fato de o câmbio real ser inelástico, enquanto que a renda doméstica e estrangeira são elásticas e bem superiores a ele, indica a importância de se considerar o efeito da renda na análise do saldo comercial, como defende a abordagem da Absorção. Além do mais, os trabalhos empíricos, com exceção daqueles que utilizam dados desagregados por classe de produtos, demonstraram que obter elasticidades renda superior à elasticidade preço é bem comum. O trabalho de Hsing (2008) também confirma isso para o comércio bilateral Brasil-EUA, enquanto que o trabalho de Moura e Silva (2005) encontrou evidências contrárias para o comércio brasileiro no agregado.
O coeficiente de ajustamento obtido(-0.15), que multiplica o vetor de cointegração, demonstra que os desvios de curto prazo em relação ao equilíbrio de longo prazo tendem a ser corrigidos a uma velocidade aproximada de 15% ao mês. Hsing (2008) estava apenas preocupado com a relação de longo prazo, assim não foi possível obter o seu coeficiente estimado para efeito de comparação.
Para a análise da dinâmica de curto prazo foram utilizadas as funções de impulso resposta. Os resultados das simulações demonstraram que uma desvalorização de 10% no câmbio real tem efeitos positivos no saldo comercial bilateral. Logo, uma variação positiva do câmbio real não apresenta piora do saldo comercial transitoriamente, contradizendo a hipótese de curva J, aliás, resultado igualmente encontrado para os trabalhos revisados sobre a balança comercial brasileira com dados agregados e para a balança comercial bilateral Brasil-EUA em Hsing (2008). Um crescimento da renda brasileira de 5% tem um impacto negativo no saldo bilateral, enquanto que um crescimento de 5% da renda americana aumenta o saldo comercial bilateral, estes resultados estão de acordo com que defende a abordagem da Absorção.
Em suma, os resultados do modelo VEC estimado demonstram que, para entender as variações no saldo da balança comercial entre Brasil e EUA, bem como para definir a sua trajetória, seja ela de deterioração ou elevação, há que se considerar os efeitos das variações da taxa de câmbio real, da renda brasileira e, principalmente, da renda americana, no curto e longo prazo. Entretanto, há também outras variáveis importantes que são excluídas desse
modelo como, por exemplo, tarifas e taxas de importações e exportações, preço internacional das commodities, entre outros, e que podem ser incluídos em estudos futuros. Outro ponto importante é o que diz respeito às estimativas das elasticidades por classe de produtos, como vários autores fizeram para a balança comercial brasileira e que estão reportados na revisão de literatura empírica no capítulo 2. Porém, devido à disponibilidade dos dados sobre esse período serem apenas anuais, haveria poucas observações, e para tipos de modelos, como o VAR e VEC, que necessitam de muitos graus de liberdade, isso poderia comprometer os resultados. Desta forma, esse tipo de análise não foi possível.
REFERÊNCIAS
ÁLVAREZ-UDE, G. F.; GÓMEZ, D. M. Exchange rate and trade balance. A coitegration analysis of the Argentine experience since 1962. Munich Personal
Repec Archive (MPRA), n° 151, nov, 2007.
ALEXANDER, Sidney S.. Effects of a devaluation on trade balance. IMF Staff
Papers, v.2, p.263-278, 1952.
_____________________. Effects of devaluation: A Simplified Synthesis of Elasticities and Absorption Approaches. The American Economic Review, v.49, p. 22-42, 1959.
BAHMANI-OSKOOEE ,Mohsen. Devaluation and the J-curve: some evidence from LDCs, The Review of Economics and Statistics,vol. 67,p. 500- 504,1985.
BAHMANI-OSKOOEE, M.; HEGERTY, S. W. The J- and S-curves: a survey of the recent literature. Journal of economics studies, vol. 37, n°6, p. 580-596, 2010.
BAHMANI-OSKOOEE, M.; CHEEMA, J. Short-Run and Long-Run effects of currency depreciation on the bilateral trade balance betweem Pakistan and her major trading parters. Journal of Economic Development, vol. 34, nº 1, june, 2009.
BAHMANI-OSKOOEE, M. ; NIROOMAND, F. Long-run price elasticities and the Marshall-Lerner condition revisited. Economics Letters, nº 61, p. 101-109, 1998.
BUENO, R. L. S. Econometria de séries temporais. 2ª Ed. Cengage Learning, 2011.
BAUMANN, R.; CANUTO, O.; GONÇALVES, R.. Economia Internacional: Teoria e experiência Brasileira. Rio de Janeiro: Elsevier, 2004.
BREMS, Rans. Devaluation, A Marriage of the Elasticity and the Absoption Approaches. The Economic Review, v.67, n°265, p.49-64, 1957.
BACEN. Câmbio comercial venda média mensal, BANCO CENTRAL DO BRASIL, 2011b. Disponível em < http://www.ipeadata.gov.br/Default.aspx> acesso em: 20/07/2011.
BACEN. PIB mensal, BANCO CENTRAL DO BRASIL, 2011c. Disponível em : < http://www.ipeadata.gov.br/Default.aspx> acesso em: 20/07/2011.
BLANCHARD, O. Macroeconomia: teoria e política econômica. 2ª ed. , Rio de Janeiro: Campus, 2001.
CARBAUGH, R. J. Economia Internacional. São Paulo: Thomson, 2004.
CARVALHO, A.; PARENTE, M. A. Estimação de equações de demanda de importações por categoria de uso para o Brasil. IPEA-Texto para discussão
n°636, Brasília, abril, 1999. Disponível em:
<http://www.ipea.gov.br/pub/td/1999/td_0636.pdf> acesso em: 20/08/2011.
CASTRO, A. S.; CAVALCANTI, M. A. F. H. Estimação de equações de exportação e importação para o Brasil -1955/95. IPEA, Texto para discussão interna, nº 469. Rio de Janeiro, 1997.
CAVES, R. E; FRANKEL, J. A. ; JONES, Ronald W. Economia Internacional. Saraiva 3ªed, 2001.
DICKEY, D. A.; FULLER, W. A. Likelihood ratio statistics for autoregressive times series with a unit root. Econometria, v. 49, n°4, p.1057-1072, 1981.
ENDERS, W. Applied Econometric time Series. 2ª ed. New York: John Wiley and Sons, 2004.
ENGLE, R. F.; GRANGER. Co-Integration and Error Corretion: representation, estimation, and testing. Econometrica, vol. 55, nº 2, p. 251-276, 1987.
FMI. Estados Unidos – PIB trimestral, 2011. Disponível em:
<http://www.ipeadata.gov.br/Default.aspx> acesso em: 20/07/2011.
FRED. Personal Income. Federal Reserve Economic Data, 2011. Disponível em: <http://research.stlouisfed.org/fred2> acesso em: 20/07/2011.
GANDOLFO, G. International Economics II: International Monetary Theory and Open-Economy Macroeconomics. 2ª Ed. Berlin: Springer-Verlag, 1995.
GOLDSTEIN, M.; KHAN, M. Handbook of International Economics. vol. II, Elsiever Science Publisher, 1985.
GUJARATI, D. N. Econometria básica. 3ªed. São Paulo: Pearson Makron Books, 2000.
HATEMI-J, A.; IRANDOUST, M.. Bilateral trade elasticities: Sweden versus her major trading partners. American Economic Review, vol. 3, nº 2, 2005
HOUTHAKKER, H. S; MAGEE, S. P. Income and Price Elasticities in WorldTrade. Review of Economics and Statistics, nº51, p. 111–25, 1969.
HSING, Yu. A study of the J-Curve for Seven Selected Latin American Countries. Journal Economy Global, vol. 8, nº4, oct, 2008.
IPCA. Inflação. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística, 2011. Disponível em: <http://www.ipeadata.gov.br/> acesso em: 20/07/2011.
JOHANSEN, S.; JUSELIUS, K. Maximum likelihood estimation and inference on cointegration: with applications to the demand of money. Oxford Bulletin of
Economics and statistics, vol 52, nº 2, p. 169-210, 1990.
JOHANSEN, S. Estimation and hypothesis testing of cointegration vecto rin Gaussian Vector Autorregressive Models. Econometrica, vol. 59, nº6, p. 1551- 1580, 1991.
JUNZ, H. B.; RHOMBERG, R.R. Price-competitiviness in export trade among industrial countries. American Economic Review, vol. 63, nº 2, p.412-418, 1973.
KINDLEBERGER, Charles P. Economia Internacional. 1ª ed. São Paulo: Mestre Jou, 1966.
KRUGMAN, P. R.; OBSTFELD, M. Economia internacional. 5ª ed. São Paulo: Makron Books, 2001.
MACHLUP, F. Relative Prices and Agregate Spending in the Analysis of Devaluation. The American Economic Review, v. 45, n° 3, p. 255-278, 1955.
_____________.The Terms of Trade Effects of Devaluation upon Real Income and the Balance of Trade. Kyklos, 9(4),p. 417-52,1956.
MADDALA, G.S. Introduction to econometrics. 2ª ed. New Jersey: Prentice- Hall, 1992.
MADALLA, G. S.; KIM, I. M. Units roots, cointegration, and structural
change. 6ª ed., Cambridge University Press, 2004.
MAGEE, S. P. Currency contracts, pass through anddevaluation, Brooking
Papers on Economic Activity, n º1 ,p.303–25, 1973.
MARÇAL, E.F.; MONTEIRO, W.O.; NISHIJIMA, M. Saldos comerciais e taxa de câmbio real: uma nova análise do caso brasileiro. Economia, Brasília (DF), vol.10, nº 2, p.333-356, mai/ago, 2009.
MARWAH, K.; KLEIN, L. R. Estimation of J-Curve: United States and Canada.
Canadian Journal of Economics, vol. 29, p. 523-539, 1996.
MEADE, E. E. Exchange rates, adjustment, and the J-curve.Federal Reserve
Bulletin, October, p. 633–44,1988.
MEDEIROS, Eduardo Raposo de. Economia Internacional. 5ª ed.Lisboa: Instituto Superior de Ciências Sociais e Políticas, 1996.
MILES, M. A. The effects of devaluation on the trade balance and the balance of payments: some new results. Journal of Political Economy, vol. 87, nº 3, p. 600-620, 1979.
MICHAELY, M. Relative-Prices and Income-Absorption Approaches to Devaluation: A Partial Reconciliation. The economic Review, v. 50, n°1, p. 144-147, 1960.
MOURA, G.; Silva, S. Is there a Brazilian J-Curve ?. Economics Bulletin, vol. 6, n°10, 2005.
MURRAY, M. P. A. A drunk and her dog: an illustration of cointegration and error correction. The American statistician, feb, vol. 84, n°1, 1994.
PHILLIPS, P. Understanding Spurious Regressions in Econometrics. Journal
of Econometrics, vol. 33, p.311-340, 1986.
PINDYCK, R. ; RUBINFELD, D.. Microeconomia. 6ª ed.São Paulo: Pearson Prentice Hall, 2005.
SAPIENZA, L. D. Análise do desempenho da balança comercial brasileira – Estimações das elasticidades das funções da oferta de exportação e da demanda de importação (1980/2006). Dissertação de Mestrado. EESP,FGV, 2007.
SECEX/MDIC. Intercâmbio comercial Brasileiro Estados Unidos, 2011c. Dados requisitados ao sistema ALICEWEB ([email protected])
SECEX/MDIC. Intercâmbio comercial Brasileiro, 2011d. Disponível em:
<http://www.ipeadata.gov.br/Default.aspx> acesso em: 16/06/2011.
SILVA, F. B. Abordagem da Balança Comercial: Determinando os efeitos
total e parcial de uma variação da taxa de câmbio sobre a balança comercial a partir da integração das abordagens das elasticidades e de absorção. Dissertação de Mestrado (Economia),UFBA, 2007.
SIMS, C. A. Macroeconomics and reality. Econometrica, vol.48, nº 1, p.1-48, 1980.
SIMS, C.; STOCK, J. H.; WATSON, M.W. Inference in linear time series models with some unit roots. Econometrica, vol. 58, n°1, jan, p. 113-144, 1990.
SINGH, T. India`s trade balance: the role of income and exchange retes.
SONAGLIO, C. M.; SCALCO, P. R.; CAMOS, A. C. Taxa de câmbio e a balança comercial brasileira de manufaturados: Evidências da J-curve.
Economia, Brasília, vol. 11, nº 3, p. 711-734, 2010.
TSIANG, S.C. The Role of Money in Trade-Balance Stability: Synthesis of the Elasticity and Absoption. The American Economic Review, v.51, n°5, p. 912- 935, 1961.
UZ, Idil, Bilateral Trade Elasticities of Turkey. International Journal of Applied
Economics, vol. 7, nº1, mar, p. 28-46, 2010.
WARNER, D.; KREININ, M. Determinants of international Trade Flows. The
Review of Economics and Statistics, vol. 65, nº1, feb, p. 96-104, 1983.
WILSON, John F.; TAKACS, Wendy E. The Review of Economics and
Statistics, vol. 61, nº2, may,p. 267-279,1979.
YULE, G. U. Why do sometimes get nonsense correlations between time- series? Journal of the royal statistical society, vol. 89, p. 30-41, 1926.
ZINI. Jr., A. A. Funções de exportação e de importação para o Brasil. Pesquisa
e Planejamento Econômico, Rio de Janeiro, vol. 18, nº 3, p. 615-662, ago.
ANEXO 8.9 9.0 9.1 9.2 9.3 9.4 9.5 9.6 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 GPD_EUA
Gráfico 9: Série trimestral, em logaritmo, do PIB americano.
Fonte: FMI (2011) 8.4 8.6 8.8 9.0 9.2 9.4 9.6 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 10 PI
Gráfico 10: Série mensal, em logaritmo, da renda pessoal americana. Fonte: FRED (2011).
Tabela 13 - Modelo VAR com 5 defasagens mais as dummies sazonais e de intervenção
Tabela 14- Modelo VEC com restrições sobre E=Y*=0
Continua
ontinuação.
Tabela 15 – Estimação do sistema para o teste individual de Causalidade de Granger.
Continuação
Tabela 16 – Teste para autocorrelação serial
Fonte: Elaboração própria com base nos dados reportados pelo software Eviews 5.0.
Tabela 17 – Teste para heterocedasticidade
Tabela 18 – Teste de normalidade
Gráfico 11: Saldo comercial Brasil – EUA e Total Brasileiro.