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No modelo de exportação de carne de frango o critério adotado que apontou o número ótimo de defasagens e a escolha do melhor modelo, foi o critério de Schwartz (tabela 2B do Apêndice B), que indica uma (01) defasagem para realização do teste de Cointegração de Johansen e como melhor modelo, o com constante e sem tendência determinística.

Os resultados referentes aos testes de cointegração apresentados na tabela 24, indicam que ambos os testes mostram a indicação de pelo menos um vetor de cointegração.

TABELA 24 – Resultado do Teste de Cointegração para as variáveis ECF, TCR e RM, segundo trimestre de 1989 ao primeiro trimestre de 2009. Autovalor Hipótese nula Hipótese Alternativa Teste do traço calculado Teste do máximo autovalor calculado Traço-valor crítico (5%) Autovalor-valor crítico (5%) 0,252130 r=0 r>0 28,56561* 22,66108* 24,27596 17,79730 0,072146 r<1 r>1 5,90453 5,84069 12,32090 11,22480 0,000818 r<2 r>2 0,06384 0,06385 4,12990 4,12990 Fonte: Dados da pesquisa.

*Indica que a hipótese nula é rejeitada a um nível de significância de 5%.

Quanto à ordem de defasagens que deverá ser adotada no modelo VAR, optou-se pelo critério de informação de Schwartz de uma defasagem, como mostrado na tabela 25.

TABELA 25 – Critério de seleção da ordem de defasagens do modelo VAR para ECF, TCR e RM

Defasagens LogL LR FPE AIC SC HQ

0 5.962037 NA 0.000185 -0.081152 0.012977 -0.043640 1 212.5513 390.5386 8.25e-07 -5.494.556 -5.118043* -5.344.509 2 226.7215 25.62284* 7.17e-07* -5.636206* -4.977.307 -5.373623* 3 232.1714 9.406611 7.93e-07 -5.538.942 -4.597.657 -5.163.824 4 239.2800 11.68540 8.41e-07 -5.487.123 -4.263.453 -4.999.470 5 246.5180 11.30315 8.91e-07 -5.438.849 -3.932.793 -4.838.660 6 249.7598 4.796151 1.06e-06 -5.281.091 -3.492.650 -4.568.366 7 254.3328 6.389683 1.22e-06 -5.159.804 -3.088.977 -4.334.544 Fonte: Dados da pesquisa.

*Indica a ordem de defasagem ótima; LR: Multiplicador de Lagrange modificado; FPE: Erro de Predição Final;

AIC: Critério de Informação de Akaike; SC: Critério de Informação de Schwartz; HQ: Critério de Informação de Hannan-Quinn.

Os resultados das estimações para exportações de carne de frango, apresentado na tabela 26, aponta para a existência de relações de longo prazo entre as variáveis, mostrando a importância da taxa de câmbio real e da renda mundial. As elasticidades do câmbio e da renda mundial mostram que um aumento de 10% na taxa de câmbio real ou na renda mundial, leva, no longo prazo, a uma elevação de 8% ou 19,2% nas exportações de carnes de frango, respectivamente. Os resultados são significantes a 5%.

TABELA 26 – Resultados das estimações para as exportações de carne de frango – 1989T2 a 2009T1 Vetor de cointegração (irrestrito) normalizado – longo prazo

ECF TCR RM

1,000 -0,80 -1,92

(0,307) (0,101)

[-2,613] [-18,905]

Fonte: Dados da pesquisa Desvio-padrão entre parênteses; Estatísticas t entre colchetes.

Com base nos resultados dos testes apresentados na tabela 27, através dos seus respectivos p-valores constata-se que o modelo de exportação de carne de frango está bem ajustado e especificado.

TABELA 27 - Testes de diagnósticos dos resíduos do modelo ECF

Fonte: Dados da pesquisa.

Notas: Os valores representam as estatísticas relativas a cada teste, mostradas pelo p-valor. O teste LM corresponde ao teste do multiplicador de Lagrange para a primeira ordem de autocorrelação residual; sua hipótese nula é a de inexistência de autocorrelação. O teste ARCH-LM e o teste de White testam a hipótese nula de homoscedasticidade do modelo. Todos estes modelos apresentam estatística de teste na forma F, exceto o teste de normalidade*, que está na forma χ2. No teste de normalidade, a hipótese nula é a de que não se rejeita a normalidade do modelo. O teste RESET verifica se o modelo não exibe erros de especificação, tais como, omissão de variáveis, forma funcional incorreta e correlação entre as variáveis e os erros. A hipótese nula é a correta especificação do modelo. O teste de Portmanteau corresponde a um teste para autocorrelação conjunta. A hipótese nula é a inexistência de autocorrelação residual.

Com relação à dinâmica de curto prazo nas exportações de carnes de frango, apresentada na tabela 28, os resultados indicam que um aumento de 1% na taxa de crescimento do câmbio real deve produzir, no mesmo período, uma elevação de cerca de 0,25% na taxa de crescimento das exportações de carne de frango. No caso da renda mundial a mesma variação acarretaria uma elevação de 0,61% no mesmo período. Com relação ao Termo de Correção de Erros (TCE) o resultado sinaliza que serão necessários 3 trimestres

Teste LM Teste Jarque-Bera Teste ARCH-LM Teste de White RESET Portmanteau

Estatística-F 1,6082 2,4372* 1,1159 1,7725 0,7896 105,88

(1/0,314) para que os desequilíbrios de curto prazo sejam corrigidos no longo prazo, bem mais acelerado que o ocorrido com as exportações de carne bovina. O modelo de correção de erros (ECM) também confirmou a sazonalidade das séries, apenas as dummies sazonais do segundo trimestre se mostraram significantes. Os resultados da estimação do modelo de correção de erro mostraram que os coeficientes estimados foram significativos a 5% e apresentaram sinais esperados.

TABELA 28 – Estimação da equação de curto prazo das exportações de carne de frango – 1989 a 2009 Dinâmica de curto prazo

D(ECFt) = -0,314TCEt-1 + 0,68ECFt-1 + 0,25TCRt-1 + 0,61RMt-1 – 0,02S1 + 0,11S2 + 0,09S3 + 0,52

(0,077) (0,076) (0,061) (0,145) (0,051) (0,050) (0,052) (0,117) [-4,05] [8,87] [4,05] [4,21] [-0,35] [2,13] [1,56] [4,34] Fonte: Dados da pesquisa.

D = primeira diferença;

TCE = Termo de Correção de Erros; S1, S2 e S3 = dummies sazonais;

(...) = O valor entre parênteses representa o desvio-padrão; [...] = O valor entre colchetes representa a estatística t.

A figura 7 mostra que quando se aplica um choque não antecipado no valor de um desvio padrão sobre a taxa de câmbio real, as exportações de carne de frango reagem positivamente no primeiro trimestre, elevando-se em 0,25% bem superior ao observado na carne bovina. Porém, as exportações de frango estabilizam-se a partir do oitavo trimestre. Portanto, uma desvalorização cambial, tende a estimular a exportação de carne de frango de uma forma acentuada, contudo, este processo tende a ter uma duração mais curta. Como no caso das exportações de carne bovina, a renda também tem uma forte influência nas exportações de carne de frango. A ocorrência de um choque não antecipado sobre a renda mundial, ou seja, um choque de um desvio padrão na renda, leva a um incremento ao redor de 0,61% no primeiro trimestre nas exportações de frango, um aumento bem superior ao ocorrido com a carne bovina (0,27%). É interessante notar que o comportamento da trajetória das exportações de frango é bastante similar ao do câmbio real devido a um choque, ou seja, cresce até alcançar a estabilidade por volta do oitavo trimestre. Conclui-se, até o momento, que apesar do câmbio real ter sua importância nas exportações de carnes bovina e de frango na ocorrência de um choque não antecipado e seu impacto perdurar por vários períodos, é a renda mundial que provoca maiores incrementos iniciais nas exportações de carnes bovina e de frango decorrente de choques não antecipados.

FIGURA 7 – Resposta das exportações de carnes de frango (ECF) devido a um choque não antecipado sobre a taxa de câmbio efetiva real (TCR) e a renda mundial (RM) (Função Impulso-Resposta).

Na tabela 29, a decomposição da variância dos erros de previsão da variável ECF após 20 trimestres apontam os resultados da decomposição da variância dos erros de previsão para a variável ECF (exportações de carnes de frango), indicando que cerca de 36% da variância dos erros de previsão da variável ECF são atribuídas a ela, 4% à taxa de câmbio real e 60% à renda mundial. Observa-se, que a renda mundial constitui-se numa variável importante para determinar a quantidade exportada de carnes de frango no Brasil.

TABELA 29 – Resultados da decomposição da variância dos erros de previsão em porcentagem da variável ECF em relação à ECF, TCR, RM, segundo trimestre de 1989 ao primeiro trimestre de 2009.

Variável Período ECF (%) TCR (%) RM (%)

ECF 1 100 0 0

5 68 2 30

10 48 3 49

15 40 3 57

20 36 4 60

Fonte: Dados da pesquisa.

A tabela 30 apresenta a decomposição da variância do erro de previsão da variável câmbio real. Verifica-se que as exportações de carne de frango e renda mundial explicam em média 9% e 4% da variância do erro de previsão da variável TCR, respectivamente, enquanto 87% são atribuídas à própria variável.

TABELA 30 – Resultados da decomposição da variância dos erros de previsão em porcentagem da variável TCR em relação à ECF, TCR, RM, segundo trimestre de 1989 ao primeiro trimestre de 2009.

Variável Período ECF (%) TCR (%) RM (%)

TCR 1 2 98 0

5 6 92 2

10 8 89 3

15 8 88 4

20 9 87 4

Fonte: Dados da pesquisa.

A partir da tabela 31, verifica-se que decorridos 20 trimestres, após um choque não antecipado sobre a variável renda mundial, 58% da variância dos erros de previsão são atribuídos a ela própria, enquanto 36% são atribuídos às exportações de carne de frango e 6% ao câmbio real.

TABELA 31 – Resultados da decomposição da variância dos erros de previsão em porcentagem da variável RM em relação à ECF, TCR, RM, segundo trimestre de 1989 ao primeiro trimestre de 2009.

Variável Período ECF (%) TCR (%) RM (%)

RM 1 6 2 92

5 23 4 73

10 31 5 64

15 34 6 60

20 36 6 58

Fonte: Dados da pesquisa.

Na tabela 32 foram realizados testes de causalidade de Granger e os resultados apresentados mostram que as exportações de carne de frango não afetam o comportamento da taxa de câmbio real e da renda mundial, comprovados pelo resultado do p-valor (0,1989) que não rejeita a hipótese nula a um nível de significância de 5%. Por outro lado, as variáveis taxa de câmbio e renda mundial influenciam o comportamento das exportações de carne de frango, ou seja, TCR e RM “causa no sentido Granger”. Logo a hipótese nula de que TCR e RM não causam ECF ao nível de significância de 5% é rejeitada. Logo, como no caso das exportações de carnes de gado o sentido de causalidade é unidirecional.

TABELA 32 – Resultados dos testes de causalidade de Granger para as exportações de carnes de frango, taxa de câmbio real e renda mundial, segundo trimestre de 1989 ao primeiro trimestre de 2009.

Teste Hipótese nula _Teste χ2 Graus de liberdade p-valor

1 ECF não causa-granger TCR e RM 1,63 2 0,1989

2 TCR e RM não causa-granger ECF 7,87 2 0,0005

Ao se aplicar o Vetor de Correção de Erros (VEC), o teste de Chow, um período à frente, aponta para um indício de quebra no primeiro trimestre de 1999; já o teste de break- point (quebra) de Chow indica uma provável quebra no terceiro trimestre de 2002. Tanto o teste dos resíduos recursivos como os resíduos recursivos um período à frente, indicam uma instabilidade do modelo no primeiro trimestre de 1993 e no terceiro trimestre de 2002. Tanto o teste de CUSUM como o CUSUM ao quadrado apontam para estabilidade do modelo a um nível de significância a 5% (Apêndice 8C a 14C).