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Anderson e Neary (1998) elaboraram, em seu trabalho sobre The Mercantilist Index of Trade, o índice Mercantilist Index of Trade Policy – MTRI, que busca encontrar uma tarifa uniforme, que se imposta às importações domésticas, em vez da estrutura atual de proteção, deixaria as importações agregadas em seu nível atual.

Como já informado, neste trabalho utilizou-se o índice Market Access Overall Trade Restrictiveness Index – MA-OTRI. O MA-OTRI é semelhante ao MTRI, e o primeiro verifica a restritividade causada pela imposição de tarifas pelo país importador nas exportações de dado país. Já o MTRI verificou a restritividade causada pela imposição de uma tarifa de determinado país nas próprias importações. Para melhor entendimento, parte-se da suposição de que os países A, B e C são parceiros comerciais e que o país A passa a praticar determinada política comercial, como redução da tarifa e imposição de uma medida SPS. Assim, o MTRI irá verificar a

restritividade causada por essa política comercial nas importações do país A com os parceiros comerciais, os países B e C. Já o MA-OTRI mostrará a restritividade que essa política comercial causará nas exportações do país B para o país A e do país C para o país A.

Quando se trata em verificar a restritividade devido à imposição de uma medida não tarifária – MNT nas exportações de determinado país pelo Market Access Overall Trade Restrictiveness Index, o primeiro passo é encontrar a taxa ad valorem equivalente – AVE. Estima-se, primeiramente, a regressão gravitacional definida como:

( ) (18) em que representa a importação da fruta _{para o país ;} , variáveis Dummies para cada país e para cada ano ; , consumo do país ; , o PIB do país, no caso Brasil; , o valor adicionado da agricultura do país ; , a distância entre os pares de países; , variável Dummy, sendo 1 se o país tem litoral e 0, caso contrário; , variáveis Dummies que representam as medidas sanitárias e fitossanitárias (SPS) que foram impostas pelo país no período , que assume valor 1 se houver uma medida SPS e zero, caso contrário; , a tarifa ad valorem imposta a cada fruta pelo país _; , a elasticidade de importação; e , erro aleatório com média 0 e normalmente distribuído.

Leamer (1990) recomendou incorporar variáveis que capturam a situação econômica de cada país com o objetivo de analisar os efeitos de uma política comercial. Desse modo, assim como se fez no trabalho de Kee et al. (2009), foi incorporada no modelo a variável .

Como discutido e sugerido por Trefler (1993), deve-se passar o termo ( ) para o lado esquerdo da equação (18), com o objetivo de corrigir a endogeneidade causada pela tarifa. Portanto, a nova equação, aquela que foi usada na estimativa deste trabalho, fica assim estabelecida:

( ) ̂ (19) em que _̂ é o termo de erro.

A equação (19) é estimada pelo método de Poisson. De acordo com Wooldridge (2006), o método de Poisson é indicado para dados contáveis, sendo estes inteiros positivos, havendo, no entanto, a necessidade de que a variável dependente estimada não tenha valores negativos. Já Santos Silva e Tenreyro (2006), que também recomendaram o método de Poisson, indicam que o método permite incluir os fluxos comerciais nulos e, ao mesmo tempo, contornar possíveis problemas com heterocedasticidade.

No modelo de Poisson, a função densidade de probabilidade é uma função de distribuição de Poisson, em que é uma variável contável e não negativa, isto é, pode assumir qualquer valor inteiro positivo, incluindo o zero; a média condicional de , para determinado vetor , e a variância são definidas como _| e _| . A distribuição de Poisson é definida como em Wooldridge (2006):

| [ { } , para

Os estimadores _{, dado que a equação de Poisson foi corretamente} especificada, são consistentes e possuem uma matriz de covariância definida, segundo Cameron e Trivedi (2009), como:

̂ (∑

)

No entanto, de acordo com Wooldridge (2006), pode ser que a variância dos dados não seja igual à média condicional. Nesse caso, pode- se utilizar a abordagem pseudomáxima verossimilhança ou quase-máxima verossimilhança, que permite obter as estimativas de Poisson usando a matriz robusta de variâncias e covariâncias. Na abordagem pseudomáxima verossimilhança, obtém-se:

̂ ∑ ̂ {∑ ̂ } ∑ ̂ (20) em que _{̂ ̂} .

Como foi proposta por Anderson e Van Wincoop (2003), a equação (19) é estimada por meio de Efeitos Fixos (EF). Baldwin e Taglioli (2006) também sugeriram que a equação (19) seja estimada por EF, pois com esse procedimento é possível incluir termos de resistência multilateral de comércio como fatores não observados na equação. Esse procedimento evita o viés causado pela omissão dessas variáveis, que, de outro modo, estariam expressas no termo de erro das equações.

Nesse caso, é necessário definir a especificação correta dos efeitos fixos. Como está sendo estudado o impacto de medidas sanitárias e fitossanitárias nas exportações brasileiras, optou-se por utilizar as recomendações de Baldwin e Taglioli (2006), em que esses autores sugeriram a utilização de Dummies para cada país. Foram adicionados também Dummies para captar os efeitos fixos no tempo.

A taxa ad valorem equivalente, _{, é definida como} ⁄ em que representa o vetor de preços domésticos. Derivando a equação (19) em relação à variável _{, obtém-se:}

(21) em que é a elasticidade de importação.

Neste trabalho foi utilizada a elasticidade de importação encontrada no trabalho de Kee et al. (2005), em que esses autores encontraram a elasticidade de importação média para o setor agrícola de forma agregada.

A equação (21) também pode ser escrita como:

-

(22)

Nesse caso, quando o coeficiente for estatisticamente não significativo, é atribuído a ele o valor nulo. Caso o coeficiente tenha sido positivo, é também atribuído um valor nulo. O valor nulo atribuído é devido ao fato de que as medidas SPS podem atuar como facilitadoras do comércio ou como medidas restritivas ao comércio. Pela equação (22), nota-se que a elasticidade de importação interfere nos resultados da tarifa AVE, e, devido às diferenças dessa variável entre os países, o efeito das medidas SPS como uma porcentagem do preço internacional em determinado ano será

diferente entre os países, ainda que o coeficiente estimado seja o mesmo naquele ano para todos os países.

A partir da equação (22), obtém-se a tarifa ad valorem total, definida como:

(23) Assim, o MA-OTRI é definido como:

∑ ∑ ( ) (24) em que representa as exportações do bem do país para o país importador _{; e} , o valor corrente das exportações agregadas do país _, dada a estrutura de proteção, e a preços mundiais. Aplicando o diferencial total em (24):

∑ ∑

∑ ∑ (25)

Portanto, no equilíbrio parcial o MA-OTRI é a soma ponderada dos níveis de proteção em outros países, onde os pesos são dados pelas elasticidades da demanda de importação de cada país com as suas importações a partir de um país .