anÁlise das demandas nacional e internacional por … · leite da silva dias e maria sylvia...
TRANSCRIPT
ANÁLISE DAS DEMANDAS NACIONAL E INTERNACIONAL POR
CAFÉ BRASILEIRO - PERÍODO DE 1961 A 2002
CESAR DE CASTRO ALVES
Engenheiro Agrônomo
Orientador: Prof. Dr. CARLOS JOSÉ CAETANO BACHA
Dissertação apresentada à Escola Superior de
Agricultura "Luiz de Queiroz", Universidade de
São Paulo, para obtenção do título de Mestre em
Ciências, Área de Concentração: Economia
Aplicada.
PIRACICABA
Estado de São Paulo - Brasil
Novembro - 2004
ERRATA
ALVES, C.C. Análise das demandas nacional e internacional por café brasileiro - período de 1961 a 2002
p. item linha onde se lê leia-se 29 3.1 (Tabela 1) sexta, sétima, oitava, nona e décima. 1975 1975
21,4% 26,3% 6,2% 7,6% 9,0% 11,0% 5,0% 6,2% 1,9% 2,3%
29 3.1 (Tabela 1) sexta, sétima, oitava, nona e décima. 1985 1985 33,7% 25,9% 11,4% 8,8% 10,5% 8,1% 8,5% 6,6% 9,4% 7,2%
29 3.1 (Tabela 1) sexta, sétima, oitava, nona e décima. 1995 1995 14,5% 17,1% 5,6% 6,7% 10,4% 12,3% 2,8% 3,3% 7,3% 8,7%
53 4.1.1 (Tabela 4) sexta 6.361.360 6.36l.306
54 4.1.1 vigésima ... cada vez ... cada vez maIs mais inelástico ... elástico ...
56 4.1.2 (Tabela 5) décima nona Teste F Teste F Pr>F Pr>F 0,0005 <0,0001
56 4.l.2 (Tabela 5) vigésima segunda Teste F Teste F Pr>F Pr>F 0,2608 0,0001
56 4.1.2 vigésima oitava ... diminui ... ... mantém-se constante ...
59 4.1.3 (Tabela 6) nona 5.568,4 5.565,4
67 4.2 (Tabela 9) décima primeira InCpc Cpc
Dados Internacionais de Catalogação na Publicação (CIP) DIVISÃO DE BIBLIOTECA E DOCUMENTAÇÃO • ESALQ/USP
Alves, Cesar de Castro Análise das demandas nacional e internacional por café brasileiro - período de 1961 a
2002 / Cesar de Castro Alves. • • Piracicaba, 2004. 124 p.
Dissertação (Mestrado)• - Escola Superior de Agricultura Luiz de Queiroz, 2004. Bibliografia.
1. Análise de regressão 2. Café 3. Econometria 4. Demanda 5. Exportação 6. Mercado externo 7. Mercado interno 8. Preço 9 Renda L Título
coo 338.17373
Dedico este trabalho aos meus maiores exemplos: meus pais, Fernando e Sônia.
AGRADECIMENTOS
As pessoas que aqui agradeço, estão relacionadas de acordo o momento em que
tiveram importância nesta etapa da minha vida. Não os relaciono pela magnitude das suas
contribuições, pois eu poderia estar sendo injusto os classificando inadequadamente,
afinal muitos ainda continuam a me apoiar.
Agradeço com muita dificuldade em encontrar palavras que traduzam minha
gratidão, aos meus pais e irmãos, Fernando, Sônia, Malvina e Marcelo, pela confiança
dedicada a mim desde a pré-escola, pelas oportunidades concedidas, apoio nos momentos
delicados e pelo carinho eterno.
Aos professores que em São Paulo, antes do início das minhas atividades na
ESALQ, me propiciaram grandes oportunidades e me orientaram com muita dedicação.
Agradeço imensamente aos professores José Roberto Mendonça de Barros, Guilherme
Leite da Silva Dias e Maria Sylvia Macchione Saes.
Ao professor Carlos José Caetano Bacha, que com sabedoria, foi extremamente fiel
como orientador. Estou muito grato ao professor Carlos Bacha, pelo aprendizado direto e
indireto envolvido neste trabalho sério que fizemos juntos.
Agradeço também ao amigo e professor Alexandre Lahóz Mendonça de Barros,
pelo apoio e crédito concedidos a mim, sempre.
Ao amigo Alexandre Chibebe Nicolella que nunca mediu esforços em me ajudar.
Ao professor Pedro Valentim Marques, pelos votos de confiança e oportunidades na
minha passagem pelo Programa de Educação Continuada em Economia e Gestão de
Empresas (PECEGE).
v
Aos professores Roberto Arruda de Souza Lima, Márcia Azanha Ferraz Dias de
Moraes e Mirian Rumenos Piedade Bacchi, pelas valiosas contribuições no seminário e
no meu exame de qualificação.
Agradeço à querida Maielli, pelo seu carinho e dedicação à pós-graduação e por
estar sempre cuidando dos alunos esquecidos.
À professora Adeli Bacchi Dias de Moraes e Silva pelas contribuições na
elaboração do summary.
E finalmente e não menos importante, agradeço aos eternos amigos que levarei por
toda vida, sempre presente nos momentos mais importantes: Gustavo Fisher Sbrissia,
Elisson Augusto Pires de Andrade (Tiziu), Alexandre Nunes de Almeida (Chefão) e
Alexandre Lopes Gomes (Jiló). Muito obrigado a todos vocês.
SUMÁRIO
Página
LISTA DE FIGURAS ····························································································· Vlll
LISTA DE QUADROS··························································································· lX
LISTA DE TABELAS···························································································· X
RESUMO················································································································ XI
SUMMARY ············································································································ Xlll
1 INTRODUÇÃO .......................................................................................... 1
1.1 O problema em análise ............................................................................... .
1.2 Objetivos ............ ... .. .............. ........ ..... .. ......... ..................... ............. ............ 4
1.3 Revisão de literatura . ..... ......... ...... .... .... ................... ........... ............ .... ... . ... .. 4
1.3 .1 Literatura sobre a demanda externa por café brasileiro ....... .. . .... .. . . ........ .. . . 5
1.3.2 Literatura sobre a demanda interna de café no Brasil ................................. 9
1.3 .3 Literatura sobre equações de determinação de preços .......... ...... ..... .. . ... ..... 1 1
1.3 .4 Avaliação global da literatura existente e a contribuição dessa dissertação 1 1
1. 4 Organização do trabalho . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. . . . 13
2 MODELOS ECONOMÉTRICOS E PROCEDIMENTOS PARA
ESTIMAR A EQUAÇÃO DE DEMANDA............................................... 14
2.1 Modelos econométricos ............................................................................... 14
2.1.1 Demanda externa......................................................................................... 14
2.1.2 Demanda interna .......................................................................................... 18
2.2 Procedimentos econométricos .. . . . . .... ... .... .. . .... ..... ... .... ........ ... . .. .. . . .. ... . .. . .... .. 19
2.3 Os dados ...................................................................................................... 23
Vll
3 ANÁLISE DOS PRINCIPAIS MERCADOS CONSUMIDORES DE 25
CAFÉ DO BRASIL ....................................................................................... .
3.1 Evolução das exportações brasileiras de café ................................................. 25
3.2 EUA ................................................................................................................ 29
3.3 Alemanha ........................................................................................................ 35
3.4 Itália ................................................................................................................ 36
3.5 França ............................................................................................................. 38
3.6 Japão ............................................................................................................... 39
3.7 Brasil............................................................................................................... 41
3.8 Outros mercados ............................................... '" ............ ............ ... ....... ......... 46
4 RESULTADOS E DISCUSSÃO ................................................................... 47
4.1 Análise da demanda externa ........................................................................... 47
4.1.1 EUA ................................................................................................................ 52
4.1.2 Alemanha ........................................................................................................ 55
4.1.3 Itália ................................................................................................................ 57
4.1.4 França ............................................................................................................. 60
4.1.5 Japão ............................................................................................................... 64
4.2 Análise da demanda doméstica.... ........... ..... .... ...... ....... .............. ...... ............. 66
5 CONCLUSÕES .............................................................................................. 69
ANEXOS ................................................................................................................... 73
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS ....................................................................... 121
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
LISTA DE FIGURAS
Exportações brasileiras de café verde .................................................... .
Exportações mundiais e brasileiras de café verde (em milhões de sacas
de 60 kg) ................................................................................................ .
Participação das exportações brasileiras nas exportações totais de café
verde ...................................................................................................... .
Exportações brasileiras de café verde para os EUA .............................. .
Participação das exportações brasileiras nas importações totais de café
verde (market share) em cinco mercados consumidores, em percentual
Exportações brasileiras de café verde para a Alemanha ....................... .
Exportações brasileiras de café verde para a Itália ................................ .
Exportações brasileiras de café verde para a França ............................ ..
Exportações brasileiras de café verde para o Japão ............................... .
Consumo brasileiro de café verde (total e per capita) ........................... .
Página
26
27
28
30
31
35
37
38
40
42
LISTA DE QUADROS
Página
1 Resumo das elasticidades-preço e renda (Ep e Er) obtidas nos
principais trabalhos sobre a demanda norte-americana de café ... ........... 8
2 Modelos de regressão múltipla utilizados nas estimativas da demanda
pelo café verde brasileiro nos mercados consumidores estudados ......... . 16
3 Modelos de regressão múltipla utilizados nas estimativas da demanda
interna pelo café verde brasileiro ..................................................... ........ 18
4 Modelos de regressão múltipla utilizados nas estimativas da demanda
interna pelo café verde brasileiro, considerando quebras de tendência .. 45
5 Elasticidades preço e renda obtidas nos modelos selecionados como
melhores estimativas para os mercados estrangeiros estudados (período 49
de 1962 a 2002) ..................................................................................... .
LISTA DE TABELAS
Página
Participação dos principais mercados consumidores nas exportações
brasileiras de café verde (em percentual) ....... .......... ....... ......... ..... ...... .... 29
2 Consumo de café nos principais mercados consumidores - ano safra
(em milhões de sacas de 60 kg) .............................................................. . 33
3 Consumo per capita de café verde nos principais mercados
consumidores - ano safra (em kg de café verde/hab/ano) ..................... . 34
4 Resultado dos modelos de melhor ajuste nas regressões estimadas para
a demanda norte-americana pelo café brasileiro ..................................... 53
5 Resultado dos modelos de melhor ajuste nas regressões estimadas para
a demanda alemã pelo café brasileiro ............ .......... .... ................. .......... 56
6 Resultado dos modelos de melhor ajuste nas regressões estimadas para
a demanda italiana pelo café brasileiro ................................ ........ ........... 59
7 Resultado dos modelos de melhor ajuste nas regressões estimadas para
a demanda francesa pelo café brasileiro .................................................. 62
8 Resultado dos modelos de melhor ajuste nas regressões estimadas para
a demanda japonesa pelo café brasileiro ................................................. 65
9 Resultado dos modelos de melhor ajuste nas regressões estimadas para
a demanda doméstica pelo café brasileiro ........ ...... ............................ ..... 67
ANÁLISE DAS DEMANDAS NACIONAL E INTERNACIONAL POR CAFÉ
BRASILEIRO - PERÍODO DE 1961 A 2002
RESUMO
Autor: CESAR DE CASTRO ALVES
Orientador: Prof. Dr. CARLOS JOSÉ CAETANO BACHA
Diante da necessidade de se conhecer as elasticidades preço e renda em mercados
específicos sem generalizar a demanda global por café brasileiro, o presente trabalho se
propôs a analisar a demanda por café brasileiro e verificar quais foram seus
determinantes nos mercados interno e externo, no período de 1961 a 2002. O estudo
inicialmente preocupou-se em explorar o market share em cada mercado estrangeiro de
modo a associá-lo com os resultados econométricos. Para a análise, foram considerados
seis mercados consumidores tradicionais do café verde brasileiro: EUA, Alemanha,
Itália, França, Japão e o próprio mercado interno, que representa a demanda da indúst!ia
nacional de torrefação. Cada mercado estrangeiro foi estudado separadamente e
submetido à análise de regressão, utilizando o método dos mínimos quadrados
ordinários. Foram estimados 44 modelos econométricos especificados com alternativas
de bebidas que poderiam estar apresentando substituição com o café brasileiro nos
mercados estrangeiros. Os modelos estimados foram divididos em modelos de consumo e
XII
renda globais e modelos em termos per capita. Selecionou-se, a partir dos maiores níveis
de significância, face às equações estimadas, aquela que melhor se ajustou aos dados em
cada mercado. O modelo selecionado foi re-estimado considerando duas subdivisões em
períodos, de modo a captar as mudanças nas elasticidades preço e renda que possam ter
ocorrido ao longo do tempo. Assim, para o modelo selecionado há estimativas para os
períodos de 1961 a 2002, 1970 a 2002 e 1980 a 2002. Para a demanda interna, dois
modelos em termos per capita foram estimados para os períodos citados.
Em todos os períodos considerados no presente trabalho (de 1961 a 2002, de 1970 a
2002 e de 1980 a 2002) e em todos os mercados, o café é um produto de demanda
inelástica a preço e essa inelasticidade pouco tem se alterado ao longo do tempo.
Os resultados da pesquisa indicaram que na Alemanha, Itália, Japão e no mercado
doméstico ainda é possível esperar novos aumentos da demanda de café verde na medida
em que essas economias cresçam. Os mercados norte-americano e francês não são
promissores para as exportações de café verde, sendo necessário a inserção de uma outra
alternativa de café a ser exportado, com maior diferenciação do produto nesses países.
ANALYSIS OF THE INTERNATIONAL AND DOMESTIC DEMAND FOR
BRAZILIAN GREEN COFFEE - TIME PERIOD FROM 1961 TO 2002
SUMMARY
Author: CESAR DE CASTRO ALVES
Adviser: Prof. Dr. CARLOS JOSÉ CAETANO BACHA
The objective of this work is to evaluate the intemational and domestic demand for
Brazilian green coffee. Time period from 1961 to 2002 is taken into consideration. This
work tries to know price and income elasticity in specific markets rather then estimating
global demand for Brazilian coffee. We analyze Brazil' s market share in each foreign
market in order to associate it with our econometric results. The analysis take into
consideration six traditional Brazilian green coffee consumers: the United States of
America, Germany, Italy, France, Japan and the Brazilian own domestic market, which
represents the domestic roasting industry' s demando Each foreign market was studied
separately and submitted to a regression analysis, using the ordinary least square method.
Forty-four altemative models, considering different substitute beverage which could
replaced Brazilian coffee at intemational markets, were estimated. The estimated models
were divided in global consumption and income-based models, and in per capita value
based models. Considering the largest significant leveIs of estimated parameters, the best
XIV
model for each market was selected. The latter was re-estimated considering two
subdivisions of period, which made possible to detect price and income elasticity changes
during the time. At the end, regressions were run for the following periods: 1961 to 2002;
1970 to 2002 and 1980 to 2002. It was estimated two per capita value-based models for
the domestic demand and they were also submitted to the same period divisions.
For all the periods considered in the present work (from 1961 to 2002, from 1970 to
2002 and from 1980 to 2002) and for all markets analyzed, coffee has inelastic price
demand and this inelasticity has changed little along the time.
Our findings show that in Germany, Italy, Japan and in the Brazilian domestic
market is still possible to have an increase of the green coffee demand since their
economies grow. US and French markets are not promising in regard to increases of
green coffee exporto For these markets, a differentiated coffee need to be offered in order
to enlarge Brazil' s coffee exports.
1 INTRODUÇÃO
1.1 O problema em análise
o café sempre foi um produto com importância expressiva na geração de divisas
para o Brasil. O seu cultivo tem destaque pelo potencial na geração de empregos, aptidão
climática de inúmeras regiões na obtenção de bebidas finas e desenvolvimento regional.
Muito embora haja razões suficientes que apontem a importância da cafeicultura, este
setor tem sido penalizado pelas políticas mal conduzidas ao longo do tempo, que levaram
à perda de participação da bebida brasileira no comércio internacional e prejudicaram de
diferentes maneiras vários agentes envolvidos no sistema agroindustrial do café.
De modo a contribuir para o melhor entendimento do agribusiness do café,
pretende-se explorar alguns pontos importantes na comercialização do café, dando
destaque à demanda por esse produto.
Dentro deste contexto, o propósito deste trabalho é avaliar as mudanças que vêm
ocorrendo ao longo do tempo nas demandas nacional e internacional pelo café brasileiro.
O período em análise é de 1961 a 2002. Este período foi selecionado pela disponibilidade
de dados confiáveis para análise.
O Brasil já deteve, no início do século :XX, cerca de 75% das exportações mundiais
de café. Esta percentagem caiu ao longo do tempo, sendo que em 2001 (início do século
:XXI) o Brasil foi responsável por cerca de 25% das exportações mundiais de café.
A cafeicultura brasileira apresenta três tipos de comportamentos cíclicos dos preços
e/ou produção: o ciclo plurianual, o ciclo bienal e o ciclo intra-anual (o qual implica
variação sazonal de preços).
2
Na entrada do século XXI tem-se observado uma elevada oferta de café nos
mercados internacional e interno, devido às características cíclicas da cultura do cafeeiro.
A oferta é afetada pelos ciclos de produção. Por questões fisiológicas, o cafeeiro
demanda certo tempo entre as fases de plantio e produção, o que leva a comportamentos
distintos de preços e produção ao longo dos anos. Esses comportamentos formam os
ciclos plurianuais de preços e produção. Tais ciclos ocorrem quando uma época de
produções decrescentes, com respectiva redução de estoques e com queda na oferta
internacional, acaba por gerar aumentos na cotação do produto. Estes aumentos
incentivam novos plantios de cafeeiros, o que eleva a quantidade produzida em médio
prazo. Este aumento de produção, por sua vez, gera estoques crescentes, os quais
conduzem à queda de preços. Diante desse novo cenário, os produtores reduzem os tratos
culturais em suas lavouras, tentando enxugar custos de produção. No entanto, essa
medida acaba por reduzir as produtividades médias. Nessa fase de preços baixos, há
situações não atípicas de erradicação dos cafezais, as quais conduzem à redução da
produção e dos estoques do produto, dando início a um novo ciclo de preço e produção.
Isto caracteriza a atividade cafeicultora no Brasil.
Esses ciclos de preços e produção se tornam mais intensos devido ao fato das
estimativas dominantes da demanda externa pelo café brasileiro indicarem que ela é
inelástica a variações de preços. Isto, por sua vez, implicou políticas de defesa do preço
do café baseadas na contenção das exportações. Estas políticas já não são mais possíveis
de serem conduzidas isoladamente pelo Brasil.
Os ciclos plurianuais de preço e produção do café afetam, negativamente, o
consumo de café. Em uma fase de alta de preços haverá a diminuição do seu consumo,
mesmo a demanda sendo inelástica, havendo substituição do café por outras bebidas
bastante práticas quanto ao consumo e sem estarem sujeitas a ciclos de preço e produção.
Entre essas bebidas estão os refrigerantes.
É possível ofertar refrigerantes, por exemplo, sem quaisquer restrições fisiológicas
ou climáticas inerentes ao processo produtivo. E uma vez alterado o padrão de consumo
(troca de café por refrigerante) esse se mantêm ao longo do tempo. Isto explica a
estagnação ou decadência do consumo per capita de café em alguns países.
3
Os ciclos de preços também levam ao surgimento no mercado de novos produtores.
Na fase de alta dos preços, os produtores de certos países aumentam sua produção e
acabam por mantê-las em níveis altos nas fases de baixa de preços. Com isso, surgem
alterações nas participações dos países no ranking de maiores produtores de café.
Com relação à participação brasileira nas exportações mundiais de café é observado
que o país tem perdido mercado para outros países produtores ao longo do tempo. Esta
perda deveu-se, principalmente às políticas de regulamentação do Sistema Agroindustrial
(SAG) do Café, em especial, ao plano de retenção de estoques de café no Brasil com
objetivo de sustentação de preços. Esta última causou uma perda notável de rnarket
share, aliado ao aumento de produção de outros países, como o Vietnã. Tal estratégia,
preocupada em restringir a quantidade, inibiu ações em busca de novos mercados e de
"nichos" dentro dos mercados tradicionais.
Concomitantemente à queda das participações do Brasil nas exportações mundiais
de café, houve o aumento da demanda nacional de café. O mercado interno já é o
segundo maior consumidor de café brasileiro.
Há uma ampla literatura sobre demanda de café brasileiro. No entanto, essa
literatura restringiu-se a analisar, principalmente, a demanda externa por café brasileiro
como um todo, não observando como essa demanda difere de país a país.
O conhecimento mais detalhado dos principais determinantes da demanda de café
nos principais mercados consumidores permitirá a sugestão de estratégias diferenciarias
visando à recuperação ou ampliação das exportações de café. Isto será melhor do que
estratégias genéricas e que possam falhar por não considerarem distintas características
dos diferentes mercados.
4
1.2 Objetivos
o objetivo geral deste trabalho é analisar a demanda por café brasileiro nos
mercados interno e externo, estimando equações de demanda e verificando os principais
determinantes destas demandas. Para tanto, os principais países compradores de café
brasileiro, inclusive o Brasil, são considerados de maneira individual e suas equações de
demanda são estimadas.
Os objetivos específicos são:
1) Caracterizar os principais mercados consumidores de café brasileiro,
inclusive o mercado doméstico;
2) Definir e estimar equações de demanda de café nesses mercados.
O período de tempo considerado na análise é o de 1961 a 2002, para o qual há
séries consistentes de dados necessários a estimar as equações de demanda.
1.3 Revisão de literatura
Diversos trabalhos já foram realizados na tentativa de se estimar a demanda por
café brasileiro. O resultado final da maioria dos estudos foi, quase sempre, sugerir
políticas mais racionais para o setor, através do delineamento de esquemas de subsídio,
tributação, apoio ou financiamento da produção e comercialização. Essas sugestões de
políticas são apoiadas em estudos de elasticidades da demanda, variações de preços,
renda, preferências do consumidor e principalmente na estrutura de demanda do café.
Essa literatura pode ser dividida em três grupos: trabalhos que analisaram a
demanda externa por café brasileiro, trabalhos que avaliaram a demanda doméstica por
café e trabalhos que analisaram os fatores que afetam os preços do café. Os Quadros 6, 7
e 8, apresentados no anexo A, resumem, com detalhes, esses trabalhos. A seguir,
comentam-se alguns aspectos desses trabalhos, em especial o período de tempo que
consideraram e suas constatações sobre elasticidades-preço e renda da demanda de café.
5
1.3.1 Literatura sobre a demanda externa por café brasileiro
o trabalho pioneiro de estimativa da demanda externa de café brasileiro parece ter
sido o de Kingston (1939). Ele analisou uma série temporal de apenas onze anos (1927-
1937), e fez uso de dois modelos: um linear e um marshalliano. Ele considerou apenas o
preço do café e o tempo como variáveis independentes nos modelos sugeridos e
encontrou relações negativas entre a demanda mundial pelo café brasileiro e os preços do
café tipo Santos 4. A elasticidade-preço encontrada, doravante denominada Ep, foi da
ordem de -0,14.
Após o estudo de Kingston, outros trabalhos foram realizados para se estimar a
demanda de café. Estes trabalhos avaliaram a demanda global e/ou a demanda por café
brasileiro (Quadro 6, no anexo A).
Dentre os trabalhos que focaram especificamente a demanda mundial pelo café
brasileiro, assim como o trabalho de Kingston, pode-se destacar as contribuições de
Finageiv (1976), Tamaki & Larson (1982), Almeida (1993) e Alvim et aI. (2003).
Segundo Finageiv (1976), até o momento de seu estudo pouco ou nada se sabia
acerca do que ocorria com o contínuo decréscimo da participação brasileira no mercado
mundial de café. Ao estudar esta perda de participação, pode-se concluir que se tomando
menor a parcela brasileira no abastecimento do mercado mundial de café, a elasticidade
preço da demanda de exportação brasileira de café aumenta. A Ep global para a demanda
de café foi de -0,11, indicando que para uma variação de 10% no preço do produto
espera-se, ceteris paribus, uma variação em sentido contrário de 1,1 % na quantidade total
exportada de todas as origens (demanda total mundial). Ele estima ainda que a Ep da
demanda de exportação de café brasileiro é igual a -0,46.
Tamaki & Larson (1982) estimaram a demanda em nível do consumidor (café em
pó e solúvel) pelo café brasileiro em sete países, em diversos períodos de tempo. Foram
consideradas séries temporais curtas, porém, suficientes para estimação pelo método dos
mínimos quadrados ordinários (MQO). Eles observaram sempre elasticidades-preço
negativas nos mercados estudados, porém, a demanda toma-se menos elástica à medida
que o consumo per capita aumenta. Com relação à elasticidade-renda (Er), os autores
6
afirmam, com segurança, que o café solúvel era um bem normal, tendo sido observados
valores relativamente altos de Er. Para a demanda por café em pó, foi observado que este
era um bem inferior em alguns países.
Ao se analisar apenas o período de 1970 a 1989, Almeida (1993) obteve resultados
diferentes para as elasticidades-preço e renda da demanda por café brasileiro em relação
aos autores citados anteriormente.
Almeida (1993) estimou equações de demanda global pelo café brasileiro através
do método dos mínimos quadrados ordinários em séries temporais anuais. O autor obteve
elasticidade-preço igual a -1,54, o levando a concluir que a demanda externa pelo café
brasileiro era preço-elástica. Foi observado, ainda, elasticidade-renda igual a 2,43, o que
permite dizer que o café brasileiro era um bem normal, com demanda do tipo renda
elástica, para o período estudado. Há que se ressaltar, no entanto, que o coeficiente de
determinação obtido na análise de regressão feita por Almeida (1993) indica que apenas
50,93% das variações observadas na quantidade demandada de café do Brasil podem ser
explicadas por variações nas respectivas variáveis independentes incluídas no modelo. O
autor também ressalta que seus resultados obtidos para a elasticidade-preço da demanda
podem estar refletindo o fato de terem sido utilizados preços relativos para as
exportações brasileiras, e não preços em termos absolutos, como sugerem alguns
trabalhos. É importante destacar, ainda, que a análise de correlação linear entre as
variáveis incluídas na equação estrutural de demanda indicou a presença de
multicolinearidade alta entre as variáveis independentes renda e tempo. O autor justifica
que:
"Mesmo tendo-se conhecimento de que a multicolinearidade
aumenta a variância dos estimadores, preferiu-se manter a
equação em sua forma original, tendo em vista que a
literatura especializada informa que a omissão de uma
variável importante introduz tendenciosidade nos parâmetros
estimados" (Almeida, 1993, p.44).
7
Destaca-se ainda que outras variáveis não incluídas no modelo são de suma
importância na determinação da demanda internacional pelo café brasileiro, e que, por
esta razão, não devem ser negligenciadas.
Alvim et aI. (2003) analisou a demanda mundial por café brasileiro de 1980 a 2001
e constatou que a elasticidade-preço da demanda variou de -0,953 a -1,16 e a
elasticidade-renda variou de 0,42 a 0,519, segundo o modelo estimado.
Os resultados de Almeida (1993) e Alvim et aI. (2003) quando comparados com os
de Kingston (1939), Finageiv (1976) e Tamaki & Larson (1982) indicaram aumento, ao
longo do século passado do valor absoluto, da elasticidade-preço da demanda de café.
Isso pode estar ocorrendo devido a:
i) A demanda de café nos principais países consumidores está se tomando
menos inelástica;
ii) Novos países consumidores de café brasileiro têm elasticidade-preço maior
do que os países tradicionais;
iii) Há mudança de importância dos países na compra de café brasileiro,
aumentando a importância dos que têm maior elasticidade-preço.
Infelizmente, nenhuma dessas possibilidades foi ainda avaliada na literatura
existente. A maioria dos estudos tem avaliado a demanda norte-americana por café.
Os estudos realizados sobre a demanda norte-americana de café avaliaram a
demanda total (importação total de cafés pelos EUA) ou especialmente a demanda pelo
café brasileiro (importação de café brasileiro pelos EUA). Entre esses estudos, citam-se
os trabalhos de Delfim Netto (1955), Daly (1958), Paniago (1963), Delfim Netto & Pinto
(1965), Bacha (1968)1, citado por Barbosa (1985), Abaelu & Manderscheid (1968),
Viacava (1973) e Viana et aI. (2003).
Esses estudos utilizaram modelos e dados distintos, tal como se observa no Quadro
1. As elasticidades-preço e renda encontradas nestes trabalhos estão colocadas no
mencionado Quadro.
I BACHA, E.L An econometric model for the world coffee market: the impact ofBrazilian price policy. New Haven, 1968. 240p. Tese (Doutorado) - Yale University.
8
Autor (ano) Período Demanda Ep Er Delfim Netto 1925-1952 Norte-americana -0,10 à -0,38 0,68 a 0,41 (1955) pelo café mundial Daly (1958) 1922-1941 Norte-americana EPI(período I) = -0,26 Er] = 0,23
1947-1957 pelo café mundial EP2(período 2) = -0,30 Er2 = 0,10 Paniago (1963) 1918-1961 Norte-americana -0,11 0,27
pelo café mundial Delfim Netto 1954-1965 Norte-americana -0,4 Não calcula & Pinto (1965) pelo café mundial Bacha (1968) 1951-1965 Norte-americana -0,15 (pó) e -1,13 0,35 (pó)
pelo café mundial. (solúvel) ou -0,59 ou 0,57 (pó) e -1,059 (pó) (solúvel)
Abaelu & 1953-1961 Norte-americana -0,21 -0,89 Manderscheid pelo café brasileiro (1968) Viana et aI. 1975-2000 Norte-americana -0,017 0,149 (2003) pelo café de
diversas origens
Quadro 1 - Resumo das elasticidades-preço e renda (Ep e Er) obtidas nos principais
trabalhos sobre a demanda norte-americana de café
Os trabalhos apresentados no Quadro 1 são consistentes em ressaltar que a demanda
norte-americana global por café e especificamente a demanda norte-americana por café
brasileiro são inelásticas a preço. No entanto, não há similaridade nos resultados sobre a
dimensão da elasticidade-preço.
É importante ressaltar que, exceto o trabalho de Viana et aI. (2003), os trabalhos
apresentados no Quadro 1 só analisaram o consumo de café até a década de 1960,
enquanto que os trabalhos de Finageiv (1976) e Tamaki & Larson (1982) incluem parte
da década de 1970. Outro aspecto importante, evidenciado no Quadro 1, é que a
elasticidade-renda da demanda norte-americana por café (de todas as origens) foi
positiva, mas menor do que 1. No entanto, a demanda norte-americana por café brasileiro
(trabalho de Abaelu & Manderscheid, 1968) evidenciou elasticidade-renda negativa. Ou
seja, o café brasileiro foi um bem inferior para o consumidor norte-americano, mas não o
café de outras origens.
9
A mais recente estimativa sobre a demanda externa por café brasileiro e de outras
origens pode ser encontrada no trabalho de Viana et aI. (2003). Foi estimada a demanda
por diferentes cafés nos principais mercados consumidores para o período de 1975 a
2000. Esse autor utiliza a metodologia de mínimos quadrados ordinários em modelos de
regressão múltipla duplo-logaritmo, com as variáveis explicativas sendo preço do café
(em determinado país), renda e a variável dependente defasada. De modo geral, as
elasticidades-preço observadas pelo autor concordam com os resultados já obtidos em
outros trabalhos, ou seja, a demanda por café é preço-inelástica. Contudo, a dimensão da
elasticidade-preço é variável, tendo sido observado elasticidades-preço entre -0,02 e -
0,56 respectivamente para os mercados norte-americano e italiano. Entretanto, foram
observadas para Japão e Holanda elasticidades-preço positivas, ou seja, com sinais
contrários ao que normalmente é indicado pela teoria econômica. Particularmente, a
Holanda mostrou sinais contrários à teoria para elasticidade-preço e renda. As
elasticidades-renda obtidas variaram entre -0,35 e 1,48 nos mercados estudados.
Silva & Maia (2003) utilizaram um sistema de equações para verificar o impacto de
choques na renda externa, taxa de câmbio real efetiva e preço do café de exportação no
valor das exportações de café. Para tanto, foi utilizado o período de 1961 a 2001 com
dados anuais transformados em logaritmos. Tendo sido observado que as variáveis são
co-integradas ou apresentam relação de equilíbrio no longo prazo, utilizou-se um modelo
VAR (1) submetido a correção de erros utilizando o teste de raiz unitária (Augmented
Dikey-Fuller) e teste de co-integração (Johansen-Juselius). No trabalho de Silva & Maia
(2003) não foram calculadas as elasticidades-preço e renda da demanda externa por café
brasileiro.
1.3.2 Literatura sobre a demanda interna de café no Brasil
o número de trabalhos analisando a demanda doméstica por café no Brasil é bem
menor do que os que analisaram a demanda externa por café brasileiro. Destacam-se os
trabalhos de Carvalho (1974), Marques (1984) e Costa & Silva (2003) apresentados
resumidamente no Quadro 7, no anexo A.
10
Os trabalhos estimaram funções de demanda interna de café ao analisar diferentes
períodos, através da metodologia de mínimos quadrados ordinários. Utilizando séries
temporais anuais per capita, eles sugerem modelos de regressão múltipla e observam
razoáveis níveis de significância para as estimativas de consumo interno.
Carvalho (1974), considerando o período de 1964 a 1971, sugere que o consumo
per capita de café no Brasil seja explicado por nove variáveis (ver o Quadro 7). O grau
de significância dos parâmetros estimados variou de 1 a 10%, o coeficiente de
determinação foi de 64% e o teste F foi significativo a 1 %. Dos resultados obtidos, pode
se concluir que a demanda interna é preço-inelástica (Ep = -0,13) e renda-inelástica (Er =
0,26) para o modelo linear utilizado sem transformações logarítmicas dos dados.
Ao analisar o período de 1960 a 1981, Marques (1984) utilizou modelos de
regressão múltipla com dados em termos per capita. A autora estimou a demanda interna
per capita de café torrado e moído utilizando as variáveis que estão descritas no Quadro
7, em anexo. Foram observados, de maneira geral, bons níveis de significância nas
análises realizadas. A elasticidade-preço média calculada para dois períodos (1960 a
1971 e 1972 a 1981) foi de -0,059. A variável renda real per capita utilizada como uma
das variáveis explicativas não apresentou bom nível de significância estatística nas
regressões.
Costa & Silva (2003), analisando o período de 1970 a 2000, estimaram a demanda
interna por café arábica pela indústria de torrefação, utilizando o preço do café torrado,
preço do café solúvel, a demanda defasada em um período e variáveis dummy para captar
o efeito do Plano Real e da participação da força de trabalho feminina na demanda
interna de café. Foi observada elasticidade-preço igual a -0,069 com nível de
significância de 10% (Quadro 7).
11
1.3.3 Literatura sobre equações de determinação de preços
Há alguns trabalhos que avaliaram os fatores que determinam o preço do café.
Entre esses trabalhos se destacam os de Hopp & Foote (1955) e Mesquita (2000). O
Quadro 8 ilustra resumidamente os principais pontos destes trabalhos.
Hopp & Foote (1955) utilizaram um modelo linear de regressão para estimar os
fatores que afetam o preço do café verde mundial para o período de 1882 a 1949. Nesse
trabalho, não foram realizadas estimativas de elasticidades-preço e renda.
Mesquita (2000) estudou as variáveis que influenciam o preço pago ao produtor
brasileiro de café. Para tanto, foi testada a influência das variáveis oferta e demanda
mundiais de café na determinação do preço pago ao produtor brasileiro, ao mesmo tempo
em que se avaliou a existência de causalidade na transmissão de preços entre a Coffee,
Sugar and Coeoa Exehange, bolsa de mercadorias sediada em New York, e o mercado
doméstico brasileiro. O autor utiliza um modelo de regressão linear em que o preço do
café pago ao produtor brasileiro é a variável dependente e a demanda (consumo mundial)
é uma das variáveis explicativas, juntamente com a produção mundial (oferta) e duas
variáveis dummy referentes ao clima e mecanismos de regulação de preços. A binária
referente a mecanismos de regulação de preços não foi significativa. A série utilizada foi
de 28 anos.
1.3.4 Avaliação global da literatura existente e a contribuição dessa dissertação
É possível perceber que os trabalhos existentes sobre estimativas da demanda de
café são numerosos e utilizam modelos diferentes e metodologias econométricas
distintas, ainda que na maioria deles tenha sido utilizado o método dos mínimos
quadrados ordinários, como nos trabalhos de Bacha (1968), Finageiv (1976) e Tamaki &
Larson (1982). O método de mínimos quadrados em dois estágios foi utilizado
comparativamente com mínimos quadrados ordinários por Bacha (1968) e a metodologia
de mínimos quadrados em três estágios foi explorada por Abaelu & Manderscheid
(1968), ao estimar a demanda norte-americana por cafés verdes por variedades
12
(principais regiões produtoras). Praticamente, todos os estudos publicados fazem uso de
dados do tipo séries temporais, sejam elas mensais, semestrais ou anuais.
Os diferentes modelos utilizados (considerando dados normais, logaritimizados ou
preços relativos) demonstram as dificuldades de um único modelo gerar bons resultados
econométricos. Isto sugere que para analisar períodos de tempo diferentes e mercados
distintos, provavelmente, sejam necessários modelos diferentes.
As limitações observadas nos trabalhos são de natureza diversa, tendo sido poucas
vezes notado coeficientes de determinação (R2) acima de 90%. Os sinais esperados para
os parâmetros estudados, que indicam o sentido da correlação, eventualmente divergiram
do esperado, gerando uma inconsistência não explicada ou atribuída à qualidade
insuficiente dos dados, como nos trabalhos de Daly (1958), Abaelu & Manderscheid
(1968) e Tamaki & Larson (1982).
Com relação à faixa de tempo analisada, as estimativas dão conta de observações
em mais de cem anos, de 1882 a 2000. No entanto, quase nada se comenta sobre as
mudanças que surgem ao longo do tempo nas elasticidades e sobre as diferenças dessas
elasticidades entre os mercados. As séries utilizadas são em média de 15 a 20 anos,
podendo ser encontrados trabalhos isolados como o de Hopp & Foote (1955) que explora
uma série de 68 anos e Paniago (1963) estudando séries temporais anuais de 44 anos. No
entanto, nada é ressaltado sobre mudanças na estrutura da demanda de café ao longo do
tempo.
As conclusões comuns à maioria dos estudos sugerem que a demanda externa e
interna pelo café brasileiro é bastante inelástica ao preço, tendo sido encontrado diversos
coeficientes de elasticidade. Com referência à elasticidade-renda da demanda, a
discussão parece desconexa, pois há trabalhos que concluem que o café é um bem
inferior (com Er negativa), como os trabalhos de Abaelu & Manderscheid (1968) e
Tamaki & Larson (1982), e outros trabalhos que concluem que o café é um bem normal,
mas com a demanda inelástica a variações da renda.
Portanto, mesmo após inúmeros trabalhos realizados com estimativas da demanda
por café, parece não haver consenso nos resultados sobre elasticidades-preço e renda.
13
Ainda não se sabe, de fato, como tem se comportado ao longo do tempo a demanda
mundial pelo café brasileiro, analisando separadamente cada um dos principais
mercados. É possível que as estruturas de mercado inerentes a cada país consumidor do
café brasileiro afetem o formato da curva de demanda.
A contribuição dessa dissertação está na investigação específica da demanda de
café para cada mercado consumidor do café brasileiro (inclusive o mercado interno),
levando em consideração as características de mercado e uma série temporal de 42 anos
(1961 a 2002). Portanto, a presente dissertação considera um período de tempo e uma
abrangência de países diferentes dos trabalhos ressaltados nos itens 1.3.1, 1.3.2 e 1.3.3.
1.4 Organização do trabalho
Este trabalho compõe-se de cinco capítulos, incluindo essa introdução. No capítulo
2 apresentam-se os modelos econométricos utilizados para as estimativas de demanda
(externa e doméstica), os procedimentos econométricos e os dados utilizados. O capítulo
3 analisa a demanda por café brasileiro nos cinco países, considerados os mais
importantes importadores do café brasileiro ao longo do tempo, bem como o mercado
interno. No capítulo 4 apresentam-se os resultados das estimativas das equações de
demanda e discutem-se os mesmos. O capítulo 5 traz as conclusões do trabalho e em
anexo encontram-se as tabelas da revisão bibliográfica (anexo A), os dados utilizados nas
estimativas (anexo B) e as tabelas que apresentam os resultados de todas as estimativas
realizadas (anexo C).
2 MODELOS ECONOMÉTRICOS E PROCEDIMENTOS PARA ESTIMAR A
EQUAÇÃO DE DEMANDA
2.1 Modelos eco no métricos
A demanda pelo café brasileiro nos diferentes mercados pode ter comportamentos
distintos. No entanto, algumas variáveis são essenciais para explicar essas demandas, tais
como o preço do café, o preço da bebida substituta e a renda do país. Para captaI a
variável gosto por café, o consumo do período anterior pode ser considerado. A
utilização da variável defasada capta a tendência da série, mudanças de hábitos e ainda
contorna a questão da correlação entre os resíduos.
Se fosse considerado o preço como variável endógena, dever-se-ia estimar modelos
de equações simultâneas considerando a demanda (o que se pretende estudar) e também a
oferta. É fato ainda que alguns países abrangidos neste trabalho como a Alemanha, têm
importância na oferta de cafés. No entanto, neste trabalho, adotou-se como pressuposto
que o preço do café brasileiro no mercado externo é dado, a fim de se estimarem apenas
equações de demanda e não equações simultâneas de demanda e oferta. Isto faz o
trabalho ficar focado em seu objetivo.
De modo a avaliar como as variáveis independentes afetam o consumo de café,
consideram-se modelos distintos para as demandas externa e doméstica pelo café
brasileiro. A seguir, esses modelos são apresentados.
2.1.1 Demanda externa
15
Para se estimar a demanda externa, cada país consumidor será estudado
separadamente, pois é possível que características individuais dos países consumidores,
como o nível de renda e as preferências dos consumidores, influenciem individualmente
a demanda por café brasileiro nesses mercados. É pertinente admitir que exista também
maior ou menor competição entre cafés de diferentes origens em alguns mercados
consumidores, assim como para as demais bebidas substitutas analisadas.
Os modelos sugeridos incluem as seguintes variáveis: preço do café brasileiro
exportado para o mercado em questão, preço da bebida substituta, o índice da evolução
do PIB do país e o valor defasado em um período da importação de café verde brasileiro
pelo mercado analisado.
É fato que os bens que podem ser substitutos do café brasileiro (as bebidas
estimulantes, como chás, refrigerantes ou outras bebidas) são variáveis importantes na
função demanda, e podem ter relação com a variável dependente. Os bens que podem
apresentar alguma substituição com o café brasileiro, explorados neste trabalho, são o
café oriundo de outros países, o suco de laranja concentrado, o chá e outras bebidas não
alcoólicas2. É importante destacar que o bem substituto a ser utilizado na estimativa de
cada país pode variar. Portanto, é possível que os modelos sugeridos sofram algumas
modificações nas variáveis explicativas de modo a melhor se ajustarem a cada mercado
estudado. Foram considerados os preços de exportação, importação e a média aritmética
dos preços de importação e exportação dos três tipos de bebidas alternativas acima
mencionadas.
Para se estimar a demanda por café brasileiro em cada mercado analisado são
propostos 22 modelos econométricos. Estes modelos estão distribuídos em dois grupos
que envolvem estimativas com valores globais do consumo e renda e modelos estimados
em termos per capita.
O Quadro 2 apresenta, a segUIr, os modelos utilizados nas estimativas,
representados pelas equações 1 a 22.
2 A FAO (Food and Agriculture Organization of the United Nations) - fonte de dados utilizada para os preços de outras bebidas - classifica como Non-Alcoholic Beverages, bebidas açucaradas, águas minerais com aditivos de sabor e outras bebidas não alcoólicas, como refrigerantes à base de limão, laranja e colas. Excluem-se desta categoria os sucos de frutas e vegetais.
16
MODELOS COM CONSUMO E RENDA GLOBAIS
Modelo 1 Y = a + I3loPr + 132oPio + J330Pib + 1340Ydef + f: (1)
Modelo 2 Y = a + I3loPr + 132oPeo + J330Pib + 1340Ydef + f: (2)
Modelo 3 Y = a + I3loPr + 132oMo + J330Pib + 1340Ydef + f: (3)
Modelo 4 Y = a + I3jOPr + 1320pic + 1330Pib + 134°Y def + f: (4)
Modelo 5 Y = a + I3loPr + 1320Pec + J330Pib + 134°Y def + f: (5)
Modelo 6 Y = a + I3jOPr + I3rMc + J330Pib + 1340Ydef + f: (6)
Modelo 7 Y = a + I3jOPr + 1320Pis + J330Pib + 134°Y def + f: (7)
Modelo 8 Y = a + I3loPr + 1320Pes + J330Pib + 1340Ydef + f: (8)
Modelo 9 Y = a + 1310Pr + 1320Ms + J330Pib + 134°Y def + f: (9)
Modelo 10 Y = a + I3loPr + I33"Pib + J34°Y def + f: (10)
Modelo 11 Y = a + I3jOPr + 132°PCS + J33"Pib + 1340Ydef + f: (1 I)
MODELOS EM TERMOS PER CAPITA
Modelo 12 Ypc = a + I3jOPr + 132opio + 1330Pibpc + 1340Ydefpc + f: (12)
Modelo 13 Ypc = a + I3jOPr + 132opeo + 1330Pibpc + 1340Ydefpc + f: (13)
Modelo 14 Ypc = a + I3loPr + 132oMo + I33"Pibpc + 1340Ydefpc + f: (14)
Modelo 15 Ypc = a + I3loPr + I3rPic + I33"Pibpc + 1340Ydefpc + f: (15)
Modelo 16 Ypc = a + I3loPr + I3rPec + I33"Pibpc + 134°Y defpc + f: (16)
Modelo 17 Ypc = a + I3jOPr + I3rMc + 1330Pibpc + 1340Ydefpc + f: (17)
Modelo 18 Ypc = a + I3loPr + 1320pis + I33"Pibpc + 1340Ydefpc + f: (18)
Modelo 19 Ypc = a + I3jOPr + 1320Pes + 1330Pibpc + 1340Ydefpc + f: (19)
Modelo 20 Ypc = a + I3jOPr + 1320Ms + 1330Pib + 1340Ydefpc + f: (20)
Modelo 21 Ypc = a + I3loPr + I33"Pibpc + 1340Ydefpc + f: (21)
Modelo 22 Ypc = a + I3jOPr + 132°PCS + I33"Pibpc + 1340Ydefpc + f: (22)
Quadro 2 - Modelos de regressão múltipla utilizados nas estimativas da demanda pelo
café verde brasileiro nos mercados consumidores estudados
17
Sendo:
Y = Importações de café verde do país i provenientes do Brasil3;
Y pc = Importações de café verde do país i provenientes do Brasil em termos per
capita;
Pr = Preço do café verde brasileiro exportado para o país i;
Pib = Índice real do PIB;
Pibpc = Índice real do PIB em termos per capita;
Y def = Variável Y defasada em 1 período;
Y defpc = Variável Y defasada em 1 período em termos per capita;
Pio = Preço de importação de outras bebidas não alcoólicas pelo país i;
Peo = Preço de exportação de outras bebidas não alcoólicas pelo país i;
Pic = Preço de importação de chá pelo país i;
Pec = Preço de exportação de chá pelo país i;
Pis = Preço de importação de suco de laranja pelo país i;
Pes = Preço de exportação de suco de laranja pelo país i;
Mo = Média dos preços de importação e exportação de outras bebidas não
alcoólicas pelo país i;
Mc = Média dos preços de importação e exportação de chá pelo país i;
Ms = Média dos preços de importação e exportação de suco de laranja pelo país i;
Pcs = Preço do café substituto ao café brasileiro no país i.
Esperar-se-á as seguintes relações entre as variáveis 4:
i) O preço do café brasileiro relacione-se negativamente com a demanda do
mercado i;
ii) O preço da bebida substituta relacione-se positivamente com a demanda do
mercado i;
3 A variável Y representa a demanda de cada mercado estudado pelo café verde brasileiro. 4 Não há relação esperada para a variável PIB, uma vez que o café será um bem normal ou de luxo quando se relacionar positivamente com a demanda do mercado i e será um bem inferior quando se relacionar negativamente com a demanda do mercado i.
18
iii) A demanda defasada (Y dei) relacione-se positivamente com a demanda do
mercado i;
O período considerado nas estimativas dos modelos 1 a 22 do Quadro 2 é de 1961 a
2002, utilizando dados do MDIC (Ministério do Desenvolvimento, Indústria e Comércio
Exterior), FAO (Food and Agriculture Organization of the United Nations) e IPEA
(Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada). Maiores comentários sobre os dados estão
no item 2.3.
2.1.2 Demanda interna
O período utilizado nas estimativas da demanda interna foi de 1961 a 2002, com
dados anuais, totalizando 42 observações, considerando a perda da primeira observação
(1960) por se tratarem de modelos auto-regressivos. Não foram utilizadas bebidas
substitutas ao café brasileiro nas estimativas da demanda interna. O consumo interno de
café no Brasil é composto por cafés essencialmente nacionais nos blends brasileiros.
Portanto, a demanda interna de café a ser estimada é o consumo de café verde pela
indústria de torrefação nacional.
Para se estimar a demanda interna pelo café verde brasileiro foram considerados, a
priori, dois modelos de regressão, apresentados no Quadro 3.
Modelo 1 (23)
Modelo 2 InCpc = a + PI·lnPr + P2'lnPibpc+ P3·lnCpcdef + E (24)
Quadro 3 - Modelos de regressão múltipla utilizados nas estimativas da demanda interna
pelo café verde brasileiro
Sendo:
Cpc = Consumo brasileiro de café verde em termos per capita;
Pr = Preço recebido pelo produtor paulista pela saca de café de 60 kg beneficiada;
Pibpc = PIB brasileiro em termos per capita;
19
Cpcdef = Consumo brasileiro de café verde defasado em 1 período em termos per
capita;
In = logaritmo neperiano;
A partir dos modelos especificados, espera-se que:
i) A variável preço relacione-se negativamente com o consumo interno per
capita;
ii) A demanda defasada, em termos per capita, (Cpcdet) relacione-se
positivamente com o consumo interno;
A opção de estimar modelos de demanda interna de café com variáveis per capita, foi
adotada com base na revisão bibliográfica do item 1.3.2, na qual todos os trabalhos
revisados também consideraram variáveis per capita. Como alguns trabalhos revisados
não obtiveram significância estatística pra a variável renda, poder-se-á estimar formas
semi-Iogaritimicas se o mesmo ocorrer nas estimativas das equações (23) e (24).
2.2 Procedimentos econométricos
Os modelos propostos foram estimados com dados normais (não logaritimizados) e
dados logaritimizados. Ao tomar os dados logaritimizados, têm-se as elasticidades
diretamente dos coeficientes das variáveis independentes. Portanto, para a demanda
externa, cada mercado estudado possui 44 modelos de regressão múltiplaS e para a
demanda interna tem-se os dois modelos especificados no Quadro 36.
Os modelos foram estimados através do método dos mínimos quadrados ordinários,
utilizando-se o software SAS. Os resultados das estimativas estão tabulados em anexo. O
capítulo 4 apresenta os modelos que se destacaram, onde se discute as estimativas.
5 Além das 44 estimativas realizadas para cada mercado estrangeiro estudado (e apresentadas em anexo), é possível observar que há um modelo selecionado para cada país que foi re-estimado, considerando períodos diferentes. Estes procedimentos serão mais bem descritos no quinto item ainda neste capítulo. 6 Além dos dois modelos especificados no Quadro 3, surgirão mais dois outros modelos incluindo variáveis binárias (ver Quadro 4 no capítulo 3).
20
Os modelos 1 a 11 da demanda externa, representados pelas equações (1) a (11),
que consideram consumo e renda totais, foram especificados desta maneira na tentativa
de se obter melhores ajustes entre as variáveis.
A variável preço do café substituto (Pcs), medido em dólares por saca (US$/sc), é
obtida a partir da equação 25, apresentada a seguir:
Vm-Vx Pcs = ,sendo
M-X
Vm = Valor das importações globais de café do país i (US$);
Vx = Valor das exportações brasileiras de café para o país i (US$)7;
M = Quantidade total importada de café pelo país i (sacas);
X = Quantidade de café brasileiro importado pelo país i (sacas)8.
(25)
Segundo GUJARA TI (2000), com relação aos procedimentos adotados para testar a
presença de autocorrelação nos modelos estimados, deve-se considerar que:
1 º) A estatística de Durbin-Watson não é indicada para detectar correlação serial
(de primeira ordem) em modelos autoregressivos, porque o valor calculado de d (o teste
de Durbin-Watson) em tais modelos tende geralmente para 2, que é o valor de d esperado
em uma seqüência verdadeira aleatória. Portanto, há um viés embutido contra a
descoberta da correlação serial (de primeira ordem) ao se usar a estatística Durbin
Watson.
2º) O teste h, proposto por Durbin, é adequado para grandes amostras de correlação
serial de primeira ordem em modelos auto-regressivos. A estatística h pode ser calculada
conforme a equação (26), apresentada a seguir:
h A n
=p l-n[var(â2 )]
Sendo:
n = número de observações;
var (â2 ) = variância do coeficiente de Yt-l defasado;
p = estimativa da correlação serial de primeira ordem p.
7 É o mesmo que o valor das importações de café brasileiro pelo mercado em questão. 8 É o mesmo que quantidades importadas de café brasileiro pelo mercado em questão.
(26)
21
Na prática, não é necessário calcular p, pois ela pode ser aproximada por meio do
d estimado conforme a equação (27) a seguir:
A ld p=l--2
(27)
Portanto, sendo d a estatística Durbin-Watson usual, a equação (26) pode ser
reescrita conforme apresentado pela equação (28):
(28)
3º) A estatística h se distribui normalmente com média zero e variância um. E a
partir da distribuição normal, tem-se a equação (29):
Pr (-1,96 s h s 1,96) = 0,95 (29)
Portanto, a probabilidade de h se encontrar entre -1,96 e 1,96 é de
aproximadamente 95%. Assim sendo, tem-se que:
i) Se h > 1,96, rejeita-se a hipótese nula de que não há autocorrelação positiva
de primeira ordem;
ii) Se h < -1,96, rejeita-se a hipótese nula de que não há autocorrelação
negativa de primeira ordem;
iii) Se h encontrar-se entre -1,96 e 1,96, não rejeita-se a hipótese nula de que
não há autocorrelação de primeira ordem (positiva ou negativa);
4º) A variância [var(â2)] da variável dependente defasada (Yt-1) é obtida a partir
do quadrado do erro-padrão (O') estimado desta variável.
Para se obter as elasticidades preço e renda da demanda, foram adotados os
seguintes procedimentos:
i) Em modelos estimados com dados tomados em logaritmo, as elasticidades
(renda e preço da demanda) são iguais aos coeficientes estimados;
ii) Para os modelos estimados com dados não logaritmizados, faz-se
necessário calcular as elasticidades a partir da equação (30), apresentada a
seguir, para a elasticidade preço da demanda.
Pr &p = coe! * -=
y (30)
22
Sendo;
t:p = Elasticidade preço da demanda;
coef. = Coeficiente estimado associado à variável preço do café brasileiro no
mercado i;
Pr = Média da variável independente preço do café brasileiro no mercado i;
Y = Média da variável dependente importação de café verde brasileiro pelo
mercado i.
Para se estimar a elasticidade renda nos modelos não logaritimizados, adota-se a
mesma sistemática de cálculo. A equação (31) apresenta a equação utilizada para o
cálculo da elasticidade renda.
PIB E:r = coe! *-=
Y
Sendo;
E:r = Elasticidade renda;
PIB= Média da variável independente PIB do mercado i;
(31)
Seguindo-se a mesma lógica, usam-se ainda as médias das variáveis importações
per capita de café verde brasileiro pelo mercado i (Y pc ) e o PIB per capita ( Pibpc) para
se obterem as elasticidades preço e renda nos modelos 12 a 22, representados pelas
equações (12) a (22), estimados em termos per capita.
5º) As regressões são estimadas para três períodos. Inicialmente, as regressões do
Quadro 2 são estimadas para o período de 1961 a 2002, selecionando a melhor. Esta
última, por sua vez, é re-estimada para os períodos de 1970 a 2002 e de 1980 a 2002.
Procurar-se-á, com isto, verificar mudanças nas elasticidades-preço e renda da demanda
que possam estar ocorrendo ao longo do tempo, justificando assim a divisão da série
nestes períodos. A escolha dos períodos a serem re-estimados não está associada a
nenhum evento. A intenção foi captar mudanças nas elasticidades ao longo do tempo. No
caso das equações de demanda doméstica de café, serão usadas variáveis binárias para
captar mudanças de tendências, tal como será explicado no item 3.7 do próximo capítulo.
23
2.3 Os dados
Para analisar a demanda externa são utilizados dados de três fontes de dados
secundários:
i) MDIC9 (antiga CACEX e sistema Alice), que fornece dados de volume e
valor da exportação brasileira de café (total e por países);
ii) F AO (Food and Agriculture Organization of the United Nations), que
fornece dados de volume e valor10 das importações totais de café dos
principais países consumidores de café; o volume e valor das importações
totais das bebidas substitutas ao café por países; e a população por países;
iii) IPEA (Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada), que fornece o índice do
PIB para os países analisados (dados secundários - fonte: FMI) e índice de
preços no atacado (IPA - base 1995 = 100), nos EUA, utilizados para
deflacionar os preços de exportação de café verde brasileiro 11.
As tabelas 10 a 14, em anexo, apresentam os dados utilizados nas regressões da
demanda de café brasileiro pelos EUA, Alemanha, Itália, França e Japão.
Para analisar a demanda interna, quatro fontes de dados secundários são utilizadas:
i) IBC (Instituto Brasileiro do Café, extinto em 1990), do qual se obtém dados
de consumo interno no período de 1960 a 1989, publicados no Anuário
Estatístico do Café;
ii) ABIC (Associação Brasileira da Indústria de Café), que fornece dados de
consumo interno no período de 1990 a 2002;
iii) IPEA (Instituto de Pesquisas Econômicas Aplicadas), que fornece dados de
população e PIB brasileiro;
9 Foi utilizada a base de dados ALICE do MDIC (Ministério do Desenvolvimento, Indústria e Comércio Exterior) - Antiga CACEX, para coleta de dados secundários de exportações brasileiras de café a partir de 1989. Os dados anteriores a este período foram obtidos diretamente nos anuários de comércio exterior da CACEX por ainda não estarem disponíveis on line no sistema atual. 10 A partir de onde se obtém os preços. 11 As séries de preço (obtidas a partir de volume e valor) das exportações brasileiras de café verde para os mercados estudados estão dolarizadas no sistema ALICE e foram deflacionadas pelo IPA norte-americano, com base em 1995 (1995 = 100), corrigindo-se o efeito inflacionário.
24
iv) IEA (Instituto de Economia Agrícola), que fornece os preços da saca de café
recebida pelo produtor no Estado de São Paulo.
O IGP-DI (Índice Geral de Preços - Disponibilidade Interna) foi o índice utilizado
para deflacionar as séries de preço (agosto de 1994 = 100) e PIB brasileiro (dezembro de
2003 = 100).
A tabela 15, em anexo, apresenta os dados utilizados nas regressões da demanda
doméstica pelo café brasileiro.
3 ANÁLISE DOS PRINCIPAIS MERCADOS CONSUMIDORES DE CAFÉ DO
BRASIL
Este capítulo analisa, inicialmente, a evolução do volume das exportações
brasileiras e dos preços do produto exportado, destacando os ciclos e tendências
existentes. Em seguida, avaliam-se alguns aspectos do consumo de café em países
selecionados, dando-se ênfase ao montante de café exportado pelo Brasil a esses países, o
market share do Brasil nas importações totais de café, a disputa que o café tem com
outras bebidas e a tendência recente do consumo de café nesses países. Selecionaram-se
para análise os EUA, Alemanha, Japão, Itália, França e o próprio Brasil.
A intenção deste capítulo é ressaltar que as exportações brasileiras apresentam
dinamismo diferente segundo o país importador e essas diferenças podem implicar em
estimativas diferentes das equações de demanda de café.
3.1 Evolução das exportações brasileiras de café
Do total de café verde exportado pelo Brasil, aproximadamente 75% é representado
por grãos arábica e 15% trata-se de café robusta (conillon), que é cultivado em regiões de
menor altitude e mais quentes. Os demais 10% referem-se aos cafés solúvel e torrado 12.
A figura 1 apresenta a evolução das exportações brasileiras de café verde de 1961 a
2002, em volume comercializado (sacas de 60 kg) e preço FOB por saca (US$),
deflacionado pelo índice de preços no atacado dos Estados Unidos. Há significativas
oscilações no volume e preço do café brasileiro exportado anualmente. No entanto,
12 CONSELHO DOS EXPORTADORES DE CAFÉ DO BRASIL (CECAFÉ). Dados estatísticos. http://www.cecafe.com.br (05 jun. 2004)
26
podem-se constatar alguns ciclos, correspondentes aos períodos 1961 a 1969, 1970 a
1992 e 1993 a 2002 (períodos representados pelas barras verticais pontilhadas). No
primeiro ciclo (1961 a 1969) observa-se que as quantidades exportadas diminuíram e os
preços aumentaram de 1961 a 1965 e o inverso ocorreu de 1 966 a 1969 (representados
pelas barras verticais tracejadas). No segundo ciclo (1970 a 1992) as quantidades
exportadas diminuíram e os preços aumentaram de 1970 a 1977, tendo o inverso ocorrido
entre 1978 a 1992. No terceiro ciclo (1993 a 2002), as quantidades exportadas
diminuíram e os preços aumentaram de 1993 a 1995 e o inverso ocorreu de 1996 a 2002.
Esses ciclos têm suas durações e intensidades afetadas por fatores internos e
externos à economia brasileira. A ocorrência de geadas e outras adversidades climáticas
podem intensificar em alguns anos aumentos de preços em fases de ciclo de alta de
preços (como em 1977 e 1994) ou causar uma recuperação não sustentada de preços em
uma fase de ciclo de baixa de preços (como em 1986).
Comparando os três ciclos completos de preço e exportação entre si, observa-se que
de 1961 a 1977 a tendência do volume exportado de café pelo Brasil foi de diminuir e os
preços aumentarem. O inverso (aumento da quantidade exportada e queda de preços) é a
tendência do período de 1978 a 2001.
30
25
o
·-1
I I
·········T ..•...... _._~~ •. ~.~ 600,00 I
500,00
:~ ~oo "O 111
~ 15 300,00 111 G)
"O
.8 10 200,00
== :i 5 100,00
o ~oo ~ ~ ~ ~ m ~ M ~ ~ ~ ~ M ~ ~ m ~ M ~ ~ m ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ g ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ N
Im'~ yS$lsc deflac.(iPA~El.JA) "~~ uSaCaS_de 60 kg
Figura 1 - Exportações brasileiras de café verde
Fonte: IBC (1989); Brasil (2003)
27
Ainda que o aumento na demanda mundial por café possa ser notado, ele tem sido
considerado ínfimo, dado o potencial de expansão do consumo da bebida. Tem-se
atribuído este efeito às mudanças nas preferências dos consumidores, associadas aos
hábitos de consumo e à dificuldade dos países produtores em sustentar níveis de oferta do
produto diante dos preços baixos recebidos e eventuais intempéries climáticas 13, ou
problemas de estabilidade política interna.
As exportações brasileiras de café têm aumentado menos que a demanda mundial
desse produto. Até meados da década de 90, a oferta brasileira no mercado internacional
oscilou pouco; ao redor de 15 milhões de sacas por ano, como pode ser observado na
figura 2. Deve-se destacar que o aumento na demanda mundial, não acompanhado pelas
exportações brasileiras, tem sido preenchido por cafés de outros países produtores, como
o Vietnã, que vêm crescendo sua participação nas exportações mundiais.
100
90
80
70
60
50
40
30
20
10
o (õ m ~
M ." r--co ~ co m m ~ ~
m r::. M ." r--co r-- r-- r--m m ~ m ~ ~ ~ ~
m ;x; M lO r-- m a; M ." r-- m o r-- co co co co m m m m m m m ~ m m ~ m m ~ ~ o ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ N
Figura 2 - Exportações mundiais e brasileiras de café verde (em milhões de sacas de 60
kg)
Fonte: FAO (2003)
A participação brasileira no mercado internacional de café verde, como
conseqüência do acima exposto, tem sido decrescente ao longo do tempo. Na figura 3, é
13 Deve-se lembrar que o Brasil é o único país grande produtor a sofrer problemas com geadas. No entanto, os países africanos e, no passado, os asiáticos e centro-americanos tiveram instabilidades políticas intemas (como guerras civis) que afetaram a produção de café.
28
possível perceber que o Brasil respondia por aproximadamente 37% do total mundial
exportado de café em 1961, ao passo que em 2002, este percentual não chega a 30%.
Figura 3 - Participação das exportações brasileiras nas exportações totais de café verde
Fonte: FAO (2003)
Tem-se observado, nos últimos anos, alguns países industrializados (como Itália,
Alemanha e EUA, tradicionais importadores de cafés verdes) aumentando suas receitas
com a transformação da matéria-prima em cafés torrado e moído com maior valor
agregado. Estes países têm sido eficientes em aproveitar nichos de cafés especiais
industrializados associados a programas de marketing sobre as marcas importadas. Tem
sido observada, ainda, a reexportação de cafés verdes com aumentos nas margens de
lucro nas operações de corretagem destes países.
A tabela 1 apresenta a participação dos principais mercados consumidores do café
brasileiro em percentual. A tendência da participação de cada mercado consumidor ao
longo do tempo será discutida separadamente para cada mercado analisado (itens 3.2 a
3.8). No entanto, o que se deseja ressaltar na tabela 1 é que, ao longo do tempo, as
participações mudaram e outros mercados (não apresentados na tabela 1), que foram
importantes em determinado momento, não foram representativos quando considerada
toda a série estudada. Deve-se salientar, ainda, que hoje novos mercados têm-se
29
destacado como potenciais consumidores do café brasileiro (caso da China, por
exemplo). No entanto, eles não foram expressivos ao longo do tempo.
Tabela 1. Participação dos principais mercados consumidores nas exportações brasileiras
de café verde (em percentual)
1961 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2001
EUA 50,6% 30,9% 21,4% 25,7% 33,7% 28,8% 14,5% 13,4%
Alemanha 4,3% 6,4% 6,2% 10,5% 11,4% 9,2% 5,6% 19,4%
Itália 5,1% 14,0% 9,0% 11,4% 10,5% 8,2% 10,4% 9,7%
França 3,1% 4,4% 5,0% 6,1% 8,5% 4,7% 2,8% 4,4%
Japão 0,2% 0,7% 1,9% 5,1% 9,4% 6,3% 7,3% 7,5%
Fonte: Brasil (2003)
3.2 EUA
Os EUA têm sido, de modo geral, o maior importador do café verde brasileiro, nas
últimas quatro décadas. Contudo, este mercado tem sido, ao longo do tempo, cada vez
menor, como pode ser observado na figura 4.
10 .------------------.----------------------------~
9
:i 8
li 7 ~ I 6
~ 5
~ 4
i 3
2 .. .............. .
1 1 1
·1 1 .. 1 I. I 1
Figura 4 - Exportações brasileiras de café verde para os EUA
Fonte: FAO (2003)
30
As exportações brasileiras de café verde para o mercado norte-americano
diminuíram de 1961 a 1977, flutuando a partir de 1978 ao redor de 3 milhões de sacas
por ano. Observa-se que a redução da quantidade exportada pelo Brasil nos anos 1961 a
1977 coincide com a fase de alta de preços evidenciada na figura 1. É interessante
ressaltar que a redução de preços vigente a partir de 1978 não permitiu a recuperação do
volume exportado para os EUA.
A figura 5 apresenta o market share do café brasileiro nos EUA, Alemanha, Itália,
França e Japão.
'i"
45
40
30
25
20
15
10
5
100
90
80
60
'i" 50
40
20
10
EUA
Itália
50 r------------ ----------------------------~----'-----~---------------------------------------- ------,
40
35
~ 25
20
15
10
5
35
30 --
25 -
20 -'i"
15
10
5
25
20
'i" 15
10
5
31
Alemanha
Figura 5 - Participação das exportações brasileiras nas importações totais de café verde
(market share) em cinco mercados consumidores, em percentual
Fonte: F AO (2003); Brasil (2003)
É possível observar que a tendência do market share do café brasileiro nos EUA é
decrescente ao longo do tempo. A participação do café brasileiro nas importações totais
de café nos EUA, que era de aproximadamente 40% no início dos anos 60, cal
32
acentuadamente até 1979, chegando a 10%. Após este período, ocorreu uma flutuação na
participação em tomo de 10 e 25% até 2001.
Enquanto houve redução na importação norte-americana de café verde brasileiro, os
demais países produtores têm contribuído para a formação dos blends americanos como o
México, Colômbia e Guatemala, aumentando suas receitas cambiais e tomando-se
importantes exportadores da commodity.
Segundo Saes & Farina (1999), a perda de participação brasileira no mercado norte
americano de café se deve principalmente a quatro fatores:
i) A competição com outras bebidas como refrigerantes, que sofreram
enormes investimentos em marketing;
ii) Aumento do consumo de cafés especiais produzidos por países
concorrentes, em detrimento dos cafés tradicionais l4;
iii) Incerteza do fluxo de oferta decorrente de problemas climáticos15 e;
iv) Substituição de cafés escassos por cafés mais baratos, como robustas do
Vietnã, Costa do Marfim e Indonésia.
Com relação à estrutura de mercado de café norte-americana, deve-se destacar a
grande concentração da indústria torrefadora. As importações de café são absorvidas por
poucas empresas ou grupos alimentícios, como a Nestlé, General Foods (Phillip Moris) e
Folgers (Procter & Gamble). Essas empresas têm grande poder de mercado.
Ainda segundo Saes & Farina (1999), é possível encontrar inúmeras marcas de
cafés torrados no varejo norte-americano, porém, processados por poucas indústrias
torrefadoras. Devido ao alto poder de barganha dessas empresas, é intuitivo que elas
exerçam alguma influência na formação de preços, por disporem de estratégias de
importação de café verde de modo a aproveitar, na forma de estoques, os períodos de
baixos preços do café no mercado internacional.
14 O aumento na demanda de cafés especiais nos EUA é favorável para o Brasil, devido a suas condições edáfo-climáticas de produção de grãos especiais. No entanto, essa vantagem comparativa não tem sido explorada, pois o Brasil ainda produz um volume pequeno de grãos selecionados e o que produz, não é acompanhado de ações estratégicas de marketing que dê destaque ao produto nacional. Ao se tratar de cafés especiais, países como a Colômbia ou Jamaica tem tido destaque como produtores, enquanto a produção brasileira está associada à quantidade e não à qualidade. 15 Isto faz com que o café brasileiro não seja utilizado normalmente como base dos blends nas torrefadoras.
33
Nos EUA, o café é consumido como bebida quente ou, alternativamente gelado,
como sorvetes e mousses. O café solúvel conta com público fiel pela praticidade no
preparo, tendo importância notável na preferência dos consumidores. O leque de novas
bebidas que tem surgido à base de café, incluindo as geladas, têm sido crescente e tem
ganhado a preferência dos jovens americanos. Isto, no entanto, não tem sido capaz de
elevar o consumo per capita de café.
A tabela 2 apresenta o global de café nos . . .
mercados consumo pnnClpalS
consumidores a partir de 1990.
Tabela 2. Consumo de café nos principais mercados consumidores - ano safra (em
milhões de sacas de 60 kg)
EUA Alemanha Itália França Japão Brasil
1990/91 18,9 10,6 4,5 5,7 5,4 8,2
1991/92 18,7 10,2 4,4 5,6 5,8 8,5
1992/93 18,5 10,7 4,8 5,4 5,6 8,9
1993/94 18,2 10,1 4,8 5,4 6,1 9,1
1994/95 17,0 10,6 4,7 5,1 6,0 9,3
1995/96 18,1 9,8 4,7 5,5 6,0 10,1
1996/97 17,8 9,8 4,9 5,6 6,4 11,0
1997/98 18,2 9,0 4,8 5,3 5,9 11,5
1998/99 19,1 10,5 5,0 5,3 6,3 12,2
1999/00 18,7 9,4 5,1 5,4 6,7 12,7
2000/01 19,4 9,7 5,2 5,4 6,8 13,2
2001/02 18,7 9,1 5,2 5,4 7,0 13,6
Fonte: United States Department of Agriculture (USDA) (2003); ABIC (2003)
É possível perceber que houve uma ligeira queda no consumo interno norte
americano na primeira metade da década de 90, passando de 18,9 milhões de sacas de 60
kg em 1990/91, para 17 milhões até o ano safra 1994/95. Esta queda no consumo dos
EUA coincide com a tendência ascendente de preços do mesmo período, como pode ser
34
observado na figura 1. A partir de 1994/95, o consumo tem crescido a taxas pequenas,
com a redução dos preços na segunda metade da década de 90.
Observando o consumo de café nos EUA em termos per capita, apresentado na
tabela 3 (em kg de café verde/habitante/ano), é possível notar a estagnação do consumo
em tomo de 4 kglhabitante/ano desde 1994. Esta constatação pode estar associada à
competição com outras bebidas como chás e refrigerantes, disputando a preferência do
consumidor nos EUA.
Tabela 3. Consumo per capita de café nos principais mercados consumidores - ano safra
(em kg de café verde/habitante/ano)
EUA Alemanha Itália França Japão Brasil
1990/91 4,5 8,0 4,8 6,0 2,6 3,4
1991/92 4,4 7,7 4,6 5,9 2,8 3,5
1992/93 4,3 8,0 5,1 5,7 2,7 3,6
1993/94 4,2 7,5 5,0 5,6 2,9 3,6
1994/95 3,8 7,8 4,9 5,3 2,9 3,7
1995/96 4,0 7,2 4,9 5,7 2,9 3,9
1996/97 3,9 7,2 5,1 5,8 3,0 4,2
1997/98 4,0 6,6 5,1 5,5 2,8 4,3
1998/99 4,1 7,7 5,2 5,5 3,0 4,5
1999/00 4,0 6,9 5,3 5,5 3,2 4,7
2000/01 4,1 7,1 5,4 5,4 3,2 4,8
2001/02 3,9 6,7 5,4 5,4 3,3 4,9
Fonte: elaborado a partir de USDA (2003); FAO (2003) e ABIC (2003)
35
3.3 Alemanha
Observando a figura 6, é possível perceber que, diferentemente dos EUA, a
Alemanha vem ampliando suas importações de café brasileiro, suplantando em 1997,
pela primeira vez, os EUA como maior importador de café brasileiro 16• A partir de então,
a Alemanha alterna com os EUA a posição de maior consumidor de café brasileiro. A
Alemanha tem comprado café do Brasil e demais países produtores de cafés suaves,
agregando valor (torrando e moendo), para reexportar café para a Europa, Ásia, África e
América do Norte.
6 ~-------------------------------------------.
5
Figura 6 - Exportações brasileiras de café verde para a Alemanha
Fonte: FAO (2003)
Saes & Farina (1999) destacam que o incremento das exportações brasileiras de
café para a Alemanha (tradicional consumidora de cafés de origens suaves) está
associado à manutenção da qualidade do café importado. Este país tem ainda adotado
uma estratégia para substituir a escassez de café arábica: a tecnologia de vaporização do
café robusta; o mesmo equipamento utilizado na descafeinação, que permite reduzir a
aspereza do paladar da matéria-prima e neutralizar o impacto nos blends.
16 No ano de 1997, a Alemanha importou 2,7 milhões de sacas de café verde do Brasil, contra 2,2 milhões de sacas de café exportadas do Brasil para o mercado norte-americano.
36
o market share do café brasileiro nas importações alemãs apresentou tendência
decrescente entre 1961 e 1986, passando de quase 20% do total importado para 3% em
1986 (figura 5). É possível perceber, ainda, que após 1986 houve tendência de
crescimento da participação brasileira nas importações totais de café realizadas pela
Alemanha, chegando próximo a 30%, em 2001.
O consumo total de café na Alemanha tem diminuído, passando de 10,6 milhões de
sacas em 1990/91 para 9,1 milhões de sacas em 2001102 (tabela 2). O consumo per
capita alemão reduziu de 8 kglhabitante/ano em 1990/91 para 6,7 kg/habitante/ano em
2001/02 (tabela 3). Apesar desta tendência decrescente, a Alemanha foi em 2001102 o
maior país consumidor per capita de café, entre os mercados estudados, como pode ser
observado na tabela 3.
3.4 Itália
As exportações brasileiras de café verde para a Itália podem ser visualizadas na
figura 7 a seguir. Essas exportações são afetadas pelo preço do café brasileiro. A
elevação desses preços no período de 1971 a 1977 (figura 1) foi acompanhada da redução
das importações italianas de café brasileiro (figura 7). O salto de preços de 1986 também
foi marcado pela redução das importações italianas de café brasileiro neste ano.
3 .----------T--------r-----------------------~ I I
_____ J I I I t I I
Figura 7 - Exportações brasileiras de café verde para a Itália
Fonte: FAO (2003)
37
A Itália, juntamente com a Alemanha, são os maIOres exportadores de café
industrializado do mundo. Estes países adquirem cafés verdes e os processam e
reexportam com maior valor agregado. Segundo estudos realizados pela Coffee Business
(2003), em dados da Comtrade (F AO/ONU), a Itália consegue a cotação de US$ 4,431kg
de café exportado17, contra US$ 1,071kg de café importado, apurado em média no Brasil.
A maior ênfase das exportações italianas é o produto processado pronto para gerar café
expresso. Assim, a Itália é conhecida como um dos países que vende cafés mais caros do
mundo, utilizando o café brasileiro como componente principal para o blend italiano. O
país é referência para os consumidores que buscam uma bebida diferenciada ou novas
tecnologias no preparo dos cafés.
Na figura 5 é possível observar que o market share do Brasil no abastecimento da
Itália com café aumentou entre 1961 e 1971, chegando a aproximadamente 90% das
importações italianas da matéria-prima. A partir de 1971 houve tendência nítida de queda
na participação brasileira, chegando a representar pouco mais de 30% do total de cafés
importados pela Itália em 2001.
17 Média de preço de café exportado - verde, torrado e solúvel.
38
o consumo interno italiano nos últimos 12 anos tem aumentado (tabela 2),
passando de 4,5 milhões de sacas consumidas no ano safra 1990/91 para 5,2 milhões em
2001/02, conforme estatísticas do USDA.
A indústria torrefadora italiana tem sido impulsionada pelo grande investimento em
qualidade e marketing que tem sido feito nas marcas dos cafés italianos. Isto tem mantido
a Itália como um potencial mercado para os países fornecedores (dada a demanda de
matéria-prima) e tem levado os italianos a experimentarem cada vez mais os cafés
processados por eles mesmos. O consumo per capita italiano aumentou de 4,8
kg/habitante/ano em 1990/91 para 5,4 kg em 2001102 (tabela 3).
3.5 França
As exportações brasileiras para o mercado francês são caracterizadas por flutuações
expressivas, como pode ser visto na figura 8, apresentada a seguir. Estas flutuações estão
intimamente associadas à sensibilidade do mercado francês aos preços do café brasileiro.
1.200 ,..-------..,--------,---..,.-------..,---------,
1.000 ~ ~ -8 800
~ m 600 -8
~ 400 .t::
i 200
Figura 8 - Exportações brasileiras de café verde para a França
Fonte: F AO (2003)
O volume crescente de cafés exportados para a França no período de 1961 a 1973
coincide com uma fase de preços baixos do café brasileiro (figura 1). A queda nítida das
39
importações francesas de café brasileiro de 1974 a 1979 reflete a forte elevação dos
preços do café brasileiro nesse período. Entre 1980 e 1985 (período caracterizado por um
novo ciclo de preços baixos) é possível observar (figura 8) expansão das exportações
brasileiras de café para a França. A queda brusca das importações francesas de café do
Brasil, em 1986, está ligada à quebra de safra brasileiral8, quando o volume total ofertado
foi bem menor. De modo geral, a flutuação com períodos de altos e baixos volumes de
café exportados para a França após 1986, segue da mesma maneira os patamares de
preços do café brasileiro. Portanto, há uma íntima ligação entre os volumes de café
exportados do Brasil para a França e os níveis de preços do café brasileiro.
Analisando o market share do café brasileiro no mercado francês (figura 5), é
possível observar que a participação das exportações brasileiras de café é bem flutuante
ao longo do tempo e segue uma trajetória bem semelhante às exportações brasileiras de
café verde para este mercado (figura 8). A participação brasileira no mercado francês,
que era de aproximadamente 16% em 1961, atingiu cerca de 25% em 1973 e 1985,
ficando ao redor de 18% em 2001.
o consumo interno de café na França diminuiu na primeira metade da década de
90, recuperando-se parcialmente a partir de 1995 (tabela 2). A França apresenta consumo
per capita de café inferior ao da Alemanha e Holanda, com flutuações em tomo de 5,5
kg/habitante/ano nos últimos anos (tabela 3).
3.6 Japão
o Japão tem mostrado crescimento expressivo e consistente nas importações de
café brasileiro desde o início da década de 70 (figura 9).
18 No ano de 1986 o Brasil exportou somente cerca de 8 milhões de sacas de café verde contra aproximadamente 17 milhões de sacas nos anos de 1985 e 1987, reflexo da quebra de safra na produção brasileira.
1.800 ,----------------------,
1.600
OI 1.400 ... o UI 1.200 OI>
"O
B 1.000 :g OI> 800 "O
~ 600 lU :: :i 400
200
O ;; ,.,
tO ~ ~
LO t- O> r:: ,., LO tO tO ~ t- t-~ ~ O> ~ ~ ~ ~
t- O> a:; C') LO t- O> ;;; ,., LO t- O> t- t- 00 00 co co O> O> O> O>
~ O> O> O> O> O> O> O> ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~ ~
Figura 9 - Exportações brasileiras de café verde para o Japão
Fonte: F AO (2003)
o o N
40
É possível observar que o Brasil exportou cerca de 600 mil de sacas de 60 kg para o
mercado japonês em 1973 e, em 2001, chegou à marca de 1,6 milhão de sacas de café.
Estimativas da Coffee Business (2003), a partir de dados do MDIC, dão conta de
que o Japão é o mercado que paga melhor pelo café brasileiro. O preço médio pago pelos
japoneses na saca de café brasileira foi de US$ 58,71, utilizando uma média de 12 meses,
calculada entre abril de 2002 e março de 2003. O café nas mesmas condições foi vendido
aos EUA por US$ 44,41 e US$ 51,03 para a Alemanha.
Voltando à figura 5 é possível observar que o café brasileiro cresceu seu market
share no Japão até 1985, quando atingiu 32% do total de cafés importados pelo mercado
japonês. Após 1985, a participação brasileira tem-se mantido em patamares próximos a
25% das importações totais de café verde no Japão.
O consumo interno de café no Japão tem apresentado uma forte tendência de
crescimento (tabela 2), tendo passado de 5,4 milhões de sacas em 1990/91 para 7 milhões
de sacas consumidas internamente em 2001/02. Em termos per capita, houve
crescimento no consumo entre 1990/91 e 2001/02, tendo passado de 2,6 kg/habitante/ano
para 3,3 kg, respectivamente (tabela 3).
41
o café no Japão disputa com vantagem a preferência dos jovens com relação aos
refrigerantes. Estimativas relatadas por Saes & Farina (1999) sugerem que um terço do
consumo de café é em lata, pronto para beber, frio ou quente (estimado em 330 milhões
de latas/ano), vendidos em máquinas automáticas. O mercado é disputado por grandes
empresas, em que quase 50% do market share é da Coca-Cola.
A infra-estrutura de distribuição da bebida no país também tem sido favorável à
expansão do consumo. A facilidade do consumidor japonês até as máquinas de café
expresso, e também às bebidas geladas enlatadas, tem ajudado a disseminação do
consumo de café neste mercado.
3.7 Brasil
O mercado doméstico é um grande consumidor do café produzido no Brasil. Ainda
que o café seja um produto tradicionalmente exportável, o consumo da bebida,
especialmente na forma de infusão, faz parte do cotidiano do brasileiro, mesmo sob as
condições tropicais de clima em que vive a maior parte da população brasileira.
Segundo dados do CECAFÉ (Conselho dos Exportadores de Café do Brasil) e da
ABIC, no ano safra de 200112002 o Brasil produziu 31,3 milhões de sacas de café verde
e exportou 23,3 milhões de sacas (referente ao café cru, solúvel e torrado). O consumo
interno de café em 2002 foi de 14 milhões de sacas de café verde.
A figura 10 apresenta a evolução do consumo brasileiro de café, total e per capita,
no período de 1960 a 2002. É possível definir três períodos distintos de consumo interno
de café, como pode ser observado através das linhas pontilhadas.
16 .........
I I
v- I
I I I
14
,
2
, . ; , , o
Figura 10- Consumo brasileiro de café verde (total e per capita)
Fonte: IBC (1989); ABIC (2003)
42
.. 7,0
6,0
5,0
4,0 i j
3,0 ~
2,0
1,0
., 0,0
É possível notar um crescimento expressivo na quantidade consumida total no
primeiro período destacado, entre 1960 e 1971. De 1972 a 1986 ocorreu uma estagnação
do consumo total e queda nítida no consumo per capita. De 1987 a 2002 percebe-se um
movimento crescente na retomada do consumo interno de café verde.
o aumento no consumo de café na década de 1960 (incluída no 1 º período) deveu
se ao incentivo da política governamental (Campanha para o Aumento do Consumo
Interno do Café). Durante este período, houve grande impulso à modernização da
indústria de torrefação e moagem; momento em que o incentivo ao consumo era via
subsídio à matéria-prima, em função da capacidade instalada. Juntamente com os
programas de suporte ao setor industrial, estabeleceu-se um programa de estímulo ao
consumo interno, objetivando diminuir a pressão do excesso de oferta de café verde
sobre os preços.
O decréscimo do consumo total e per capita de café no Brasil no período de 1972 a
1986 (2º período) é explicado em grande parte por dois fatores: o aumento real de preços
no mercado interno (com o fim do subsídio que existia) e as mudanças nos padrões
alimentares (em parte devido ao crescimento no consumo de outras bebidas e em parte
43
associada à deterioração da qualidade do café consumido no mercado nacional). Todo o
Sistema Agroindustrial (SAG) do café pagou um preço elevado pela imagem negativa da
bebida, criada pelas práticas abusivas de mistura de palha, cevada, milho e outras
impurezas na composição da matéria-prima da torrefação.
A partir da segunda metade da década de 1980, representantes do setor produtor
juntamente com a ABIC e empresas associadas reverteram a tendência de queda no
consumo interno de café após um grande esforço pró-qualidade e criação do selo de
pureza para o café. Portanto, o aumento do consumo no terceiro período (1987 a 2001) é
devido, em parte, às ações de fiscalização e melhoria da qualidade promovida pela ABIC,
bem como o sucesso do Plano Real.
Pode-se observar, na figura 10, que a partir de 1986 a trajetória do consumo interno
per capita torna-se ascendente, chegando a 4,9 kglhabitante/ano em 2001 contra 2,4 em
1986, refletindo uma conquista do setor cafeeiro, uma vez que as ações que denegriram a
imagem do produto exigiram esforços conjuntos para esta mudança de contexto. A
conquista do consumidor é um processo educativo continuado e, acima de tudo, trata-se
de uma estratégia competitiva que envolve investimentos, cujo retomo vem em longo
prazo e dependem da continuidade da estratégia.
A antiga estrutura do mercado interno possuía características de um oligopólio
homogêneo com curva de demanda quebrada. Havia barreiras à entrada no mercado
torrefadorl9, existiam várias empresas atuantes (a maioria de pequeno porte) e nenhuma
delas afetava isoladamente os preços do mercado. As empresas apresentavam alta
concentração por mercado local. Porém, não havia estímulos para a melhoria da
qualidade do café torrado, uma vez que o produto era tratado como homogêneo pelo
consumidor (não havia diferenciação de preços devido ao tabelamento praticado) e o IBC
subsidiava a torrefação oferecendo a matéria-prima, muitas vezes de baixa qualidade.
Com o fim do controle do IBC sobre a entrada de novas empresas no setor e o fim
do tabelamento de preços imposto pelo governo houve um rearranjo na indústria de
19 O IBC controlava o movimento de entrada e saída de empresas de torrefação. Havia estímulo para a indústria mas esta coordenação era feita pelo órgão de modo a garantir políticas de estabilização da oferta interna e externa sustentáveis. Desta forma, a indústria de torrefação foi incorporada ao sistema regulatório, pois o consumo interno depende do processamento.
44
torrefação marcado por uma notável redução das pequenas torrefadoras e maior inserção
e concentração da atividade nas empresas multinacionais.
Segundo informações da ABIC, o Brasil possuía 1593 indústrias de torrefação no
ano de 1998 e 1321 torrefações em 2002. Esta redução está associada à estratégia das
grandes empresas multinacionais de expelir as empresas marginais do mercado,
colocando preços supostamente menores do que o custo médio destas últimas, uma vez
que os custos médios de produção das empresas líder são geralmente menores.
Atualmente, o mercado apresenta características de um oligopólio diferenciado com
forte inserção de empresas de torrefação multinacionais, uma grande discriminação de
preços (cada empresa compõe seu próprio blend) e barreiras naturais para as pequenas
empresas industriais no mercado nacional. Existe uma demanda emergente pela
diferenciação de cafés, denominações de origem e qualidade que acentua a discriminação
de preços no varejo.
Devido às quebras de tendência evidenciadas na figura 10, os modelos 1 e 2 do
Quadro 3 podem ser reestimados de modo a incluir variáveis dummies que captam essas
mudanças. No Quadro 4 estão as novas regressões a serem estimadas juntamente com as
regressões do Quadro 3.
45
Modelo 1 Cpc = a + 1310pr + 132oPibpc+ 133 0Cpcdef + E (23)
Modelo 2 InCpc = a + 131 0lnPr + 132olnPibpc+ 133 01nCpcdef + E (24)
Cpc = a + 13),D),Pr + 133oD),Pibpc + 134,D)"Cpcdef + D2 + I3s-D2,Pr + (32)
Modelo 3 I3rD2oPibpc + 138,D2oCpcdef + D3 + 139oD3oPr + I311oD3oPibpc +
I312oD3oCpcdef + E
InCpc = a + 131,D)olnPr + 133'D1olnPibpc + 134oD)olnCpcdef + D2 + (33)
Modelo 4 I3s-DrlnPr + 137oD2ln,Pibpc + 138oD2,lnCpcdef + D3 + 139'DrlnPr +
I311oD301nPibpc + I312oD3olnCpcdef + E
Quadro 4 - Modelos de regressão múltipla utilizados nas estimativas da demanda interna
pelo café verde brasileiro, considerando quebras de tendência
Sendo:
Cpc = Consumo brasileiro de café verde em termos per capita;
Pr = Preço recebido pelo produtor paulista pela saca de café de 60 kg beneficiada;
Pibpc = PIB brasileiro em termos per capita;
Cpcdef = Consumo brasileiro de café verde defasado em 1 período em termos per
capita;
In = logaritmo neperiano;
D), D2 e D3 = variáveis binárias o
Os modelos 3 e 4 foram especificados incluindo variáveis binárias (dummies) de
modo a isolar o efeito de duas quebras estruturais presentes na série temporal de
consumo interno de caféo Essas quebras estruturais definem as seguintes tendências na
série:
i) 1960 a 1971 - tendência crescente;
ii) 1972 a 1986 - tendência decrescente;
iii) 1987 a 2002 - tendência crescente,
46
3.8 Outros mercados
Deve-se destacar ainda a importância de outros mercados tradicionais como
Espanha, Holanda e Reino Unido no consumo do café brasileiro. Naturalmente, em
alguns momentos no tempo, houveram volumes exportados para outros países como
Bélgica-Luxemburgo ou Grécia que foram superiores aos volumes importados pelos
países consumidores em destaque neste trabalho. Os mercados selecionados para a
discussão nesta dissertação foram escolhidos por terem sido os mais importantes nos
últimos anos para o setor exportador cafeeiro e pela disponibilidade de dados confiáveis
para toda a série histórica utilizada.
Em função do comportamento peculiar das séries de exportação inerentes a cada
mercado estudado, faz-se necessário considerar diferentes modelos para as estimativas
das demandas. Os períodos acidentados de maiores ou menores negócios são intrínsecos
a cada série de exportação, por exemplo, o que acaba por exigir uma análise separada
para cada mercado.
4 RESULTADOS E DISCUSSÃO
4.1 Análise da demanda externa
Cada país estrangeiro analisado foi submetido à análise de regressão múltipla de 22
modelos não logaritimizados e os mesmos 22 modelos com os dados tomados em
logaritmos (ver Quadro 2 do capítulo 2). No anexo C estão as tabelas 17 a 37 que
apresentam os resultados das regressões estimadas para todos os modelos estudados, bem
como as elasticidades preço e renda encontradas para cada estimativa.
As elasticidades são obtidas diretamente nos modelos logaritimizados e são
calculadas conforme as equações (30) e (31) - apresentadas no capítulo 2 - para os
modelos estimados com dados não logaritimizados. Fez-se necessário selecionar o
melhor modelo estimado entre as 44 estimativas de cada país em questão.
A partir do modelo selecionado como melhor ajuste20 para o país estudado, no
período de 1962 a 2002, foi re-estimado o mesmo modelo considerando dois outros
períodos diferentes (1970 a 2002 e 1980 a 2002), de modo a observar possíveis mudanças
nas elasticidades que possam estar ocorrendo ao longo do tempo. Portanto nas tabelas 17
a 37, em anexo, é possível observar também duas novas estimativas (1970 - 2002 e 1980
- 2002) apresentadas após o modelo selecionado.
Desta forma, neste capítulo será apresentado e discutido somente o modelo
selecionado para cada país analisado bem como as re-estimativas considerando os
períodos, face às várias regressões estimadas.
20 Considerou-se neste trabalho como "melhor ajuste", aquelas regressões que apresentaram maior nível de significância estatística nos parâmetros estimados (teste t), no teste F e o coeficiente de determinação mais elevado. As regressões tidas como melhores também se enquadram naquelas que não apresentaram autocorrelação serial nos resíduos.
48
Os resultados das regressões estimadas para os mercados estudados são
coincidentes no que diz respeito à elasticidade-preço da demanda. A demanda por café
verde brasileiro nos mercados estudados é sempre inelástica a preços.
No decorrer deste trabalho, os modelos propostos também foram estimados
considerando a variável população como uma das variáveis explicativas. No entanto,
optou-se por excluírem essas regressões do contexto do trabalho pelas seguintes razões:
i) Não foram observados bons ajustes econométricos considerando a
população nos modelos de regressão;
ii) Constatou-se que não é aconselhável incluir a população como variável
explicativa, pois há alta correlação entre população e PIB, o que costuma
gerar problemas de multícolinearidade entre as variáveis nas regressões.
iii) A demanda em condições normais é influenciada por indivíduos que têm
renda e propensão a gastar e não pela população como um todo, que leva
em consideração também os indivíduos que não têm disponibilidade de
recursos.
O Quadro 5 apresenta resumidamente, as elasticidades preço e renda obtidas dos
modelos estimados (período de 1962 a 2002) que apresentaram os melhores ajustes para
cada mercado estrangeiro analisado.
49
Mercado Modelo selecionado Ep Er
EUA Y = a + ~rPr + ~3"Pib + ~4·Ydef + g -0,29 -0,68
Alemanha Y = a + ~1·Pr + ~3"Pib + ~4·Ydef + g -0,22 0,40
Itália Y = a + ~rPr + ~2'PCS + ~3·Pib + ~4'Y def + g -0,41 0,23
França InYpc = a + ~1·lnPr + ~2·lnPcs + ~3·lnPibpc + ~4·lnYdefpc + g -0,75 -0,15
Japão Ypc = a + ~1·Pr+ ~2'PCS + ~3"Pibpc + ~4·Ydefpc + g -0,46 1,01
Quadro 5 - Elasticidades preço e renda obtidas nos modelos selecionados como melhores
estimativas para os mercados estrangeiros estudados (período de 1962 a
2002)
Fonte: dados da pesquisa e tabelas 17,21,25,32 e 35, em anexo
Observando o Quadro 5, é possível perceber uma variação na magnitude das
elasticidades preço calculadas para os mercados estrangeiros, variando de -0,22 na
Alemanha a -0,75 na França. Elasticidade preço da ordem de -0,22 indica que uma
variação em 1 % no preço do café comercializado em tal mercado é acompanhada de uma
variação da demanda no sentido contrário de 0,22%.
Nota-se que as elasticidades-preço calculadas nos modelos selecionados são mais
elevadas em módulo que os valores obtidos nos trabalhos pioneiros como os de Kingston
(1939) e Finageiv (1976), que embora tenham avaliado a demanda global, encontraram
elasticidades-preço da ordem de -0,14 e -0,11, respectivamente.
A elasticidade-preço calculada para o modelo selecionado para o mercado italiano
(Ep = -0,41), pouco divergiu da estimativa realizada por Viana et aI. (2003) quando se
obteve elasticidade-preço igual a -0,56, também analisando a demanda italiana. No
entanto, o mesmo autor encontra a elasticidade-preço igual a -0,02 para o mercado norte
americano, destoando bastante da elasticidade-preço do modelo selecionado neste
trabalho para a demanda por café brasileiro nos Estados Unidos.
50
No tocante às elasticidades-renda calculadas, observa-se grande variação entre os
valores encontrados para os mercados estudados. Os valores encontrados definem o café
verde brasileiro como um bem normal na Alemanha, Itália e Japão e como bem inferior
nos Estados Unidos e França.
A maioria das elasticidades-renda apresentadas no Quadro 5 divergem dos
resultados de Viana et aI. (2003), que estudou a demanda por cafés de diversas origens,
separadamente por mercado. No entanto, a elasticidade-renda calculada para o Japão (Er
= 1,01) é semelhante à estimativa realizada por este autor, que foi igual a 1,09.
Com exceção ao trabalho de Viana et aI. (2003), todos os trabalhos apresentados
resumidamente no Quadro 1 são comuns em ressaltar que o café é um bem normal nos
EU A quando a demanda norte-americana é estimada incluindo os cafés de todas as
origens, e é um bem inferior quando trata-se da demanda norte-americana pelo café
brasileiro. A elasticidade-renda calculada para o modelo selecionado norte-americano (Er
= -0,68) é coerente com tais observações.
De modo a considerar a importância das re-exportações de café verde nas
estimativas da demanda estrangeira pelo café brasileiro, optou-se por incluí-las como
variável independente nos modelos selecionados. Estas estimativas foram realizadas
somente para os Estados Unidos, Alemanha e França por apresentarem volumes
relevantes de cafés verdes re-exportados, conforme os dados da F AO, apresentados em
anexo na tabela 16.
Os resultados destas estimativas encontram-se no anexo C, sucedidos da letra R,
juntamente com as demais regressões estimadas para cada mercado estudado. Tais
regressões não melhoraram as estimativas anteriores. No caso norte-americano, a
inclusão das re-exportações apresentou sinal negativo para esta variável (ver modelo
10.R na tabela 17 do anexo C), indicando relação inversa com a demanda norte
americana, dificultando a análise deste resultado. Para a Alemanha, a inclusão da variável
re-exportações foi altamente significativa e com sinal positivo (esperado) - modelo 10.R
na tabela 21 -, no entanto, houve comprometimento da significância estatística da
variável preço. Para o mercado francês, a variável re-exportações não foi estatisticamente
significativa (modelo 22.R na tabela 32).
51
Finalmente, todos os modelos selecionados para os mercados estrangeiros também
foram submetidos a re-estimativas incluindo uma variável dummy especificamente para o
ano de 1986. Este procedimento foi adotado devido a esta observação destoar
demasiadamente das demais em todos os mercados. O ano de 1986 foi crítico na oferta
de cafés brasileiros, como conseqüência da forte seca ocorrida. O impacto deste choque
de oferta pode ser mais bem visualizado na figura 5 no capítulo 3. É possível perceber
uma nítida queda no mar/ret share do Brasil no ano de 1986 em todos os mercados
estudados, o que justificou a inclusão da binária para este ano nos modelos selecionados.
De maneira geral, a inclusão da dummy para o ano de 1986 como variável
independente nos modelos selecionados não apresentou melhorias nas estimativas
selecionadas para os mercados estudados21. Foi observado um baixo nível de
significância da variável binária para 1986 e/ou comprometimento da significância
estatística das demais variáveis explicativas nos mercados. Os resultados das regressões
dos modelos selecionados que incluíram a binária para 1986 estão apresentados também
no anexo C, nos modelos sucedidos da letra D.
21 Ver modelos 10.0 na tabela 17, 10.0 na tabela 2 I, 11.0 na tabela 25, 22.0 na tabela 32 e 22.0 na tabela 35.
52
4.1.1 EUA22
De maneira geral, os modelos utilizados para se estimar a demanda norte-americana
pelo café brasileiro (apresentados em anexo nas tabelas 17 a 20) não apresentaram bons
resultados quando se incluem os preços de outras bebidas, do suco de laranja e o preço de
outros cafés como alternativa de bebida substituta23• Os modelos com bebida alternativa
que apresentaram melhores resultados econométricos e coeficientes com sinais esperados
foram os modelos que incluem o preço do chá.
Alguns modelos estimados apresentaram sinais esperados nos coeficientes e bons
resultados nas estimativas, como por exemplo, os modelos 3 a 7 e 9 (tabela 18) e 15 a 18
e 20 (tabela 20) com dados logaritimizados. No entanto, não foi obtido um elevado nível
de significância para a bebida substituta nas estimativas norte-americanas.
Assim, o modelo 10 não logaritimizado (tabela 17) foi escolhido como o que
melhor se ajustou na regressão por ter apresentado elevado nível de significância
estatística em todas as variáveis explicativas.
A tabela 4 apresenta os resultados do melhor modelo estimado para a demanda
norte-americana pelo café brasileiro (modelo 10) e as estimativas do mesmo modelo para
os períodos de 1970 a 2001 (modelo 10.1) e 1980 a 2001 (modelo 10.2), também
apresentados na tabela 17 em anexo.
22 Excepcionalmente nas regressões estimadas para os EUA, foram utilizados dados de 1962 a 2001 (40 observações) ao invés de 1962 a 2002 (41 observações) como realizado para os demais mercados, considerando a perda da observação de 1961 em todos os cálculos. A omissão desta observação deveu-se ao fato deste dado não estar disponível no momento em que as regressões para este mercado foram realizadas. 23 Deve-se lembrar que a variável preço do café substituto (Pcs), adotada em alguns modelos também se trata de uma alternativa de bebida concorrente, doravante discutido entre os bens substitutos.
53
Tabela 4. Resultado dos modelos de melhor ajuste nas regressões estimadas para a
demanda norte-americana pelo café brasileiro
a Pr Pib Ydef Teste F R2 h Ep Er
Pr>F
1962-2001 Coef. 6.361.360 -7.469,26 -39.920 0,4333 37,21 0,7562 0,04 -0,29 -0,68
(modelo 10) Teste t 4,43 -3,59 -3,75 3,67 <0,0001
Pr> I t I <0,0001 0,0010 0,0006 0,0008
1970-2001 Coef. 5.892.570 -6.080,62 -30.801 0,2714 8,12 0,4653 0,67 -0,28 -0,71
(modelo 10.1) Teste t 4,27 -3,09 -3,00 1,85 0,0005
Pr> I t I 0,0002 0,0045 0,0057 0,0754
1980-2001 Coef. 6.312.845 -6.085,51 -30.190 0,1261 1,45 0,1949 lc. -0,21 -0,82
(modelo 10.2) Teste t 3,13 -1,45 -1,90 0,61 0,2608
Pr> I ti 0,0058 0,1651 0,0731 0,5473
Fonte: dados da pesquisa e tabela 17 em anexo
Ic = Inconclusivo
o modelo 10 com dados não logaritimizados é significativo ao nível de 1 %,
expresso pelo teste F. As variáveis estimadas preço (Pr), índice do PIB (Pib) e a
importação de café verde brasileiro defasada (Y dei) são significativas a 1 % pelo teste t e
possuem os sinais esperados nos coeficientes estimados.
O coeficiente de determinação, observado na estimativa do modelo 10, sugere que
75,6% da variação na importação norte-americana de café verde brasileiro esteja sendo
explicada pelas variáveis independentes do modelo.
Assim como no modelo 10, em todas as equações estimadas para a demanda norte
americana pelo café brasileiro, foi possível observar que o café brasileiro é um bem
inferior2\ com bom nível de significância, como pode ser observado nos modelos 1 a 22
(logaritimizados e não logaritimizados), apresentados em anexo, nas tabelas 17 a 20. A
elasticidade renda calculada para o modelo 1 ° foi de -0,68. Isto significa dizer que para
24 Um bem é dito inferior (Er < O) quando aumentos na renda levam a quedas no consumo desse bem. Seguindo o mesmo raciocínio, é dito bem normal (O < Er < I) quando aumentos na renda levam a aumentos no consumo e é dito bem de luxo (Er > I) quando aumentos na renda levam a aumentos mais do que proporcionais no consumo.
54
um aumento de 10% na renda, a demanda norte-americana pelo café verde brasileiro
reduz em 6,8%.
É possível observar nas tabelas 17 a 20, em anexo, que a demanda norte-americana
pelo café brasileiro é sempre inelástica a preços, embora tenham sido observadas
elasticidades de -0,11 (modelo 22 logaritimizado) até -0,42 (modelo 4 logaritimizado),
sendo portanto inelásticas em diferentes dimensões.
Em nenhum modelo estimado para a demanda norte-americana pelo café verde
brasileiro foram observados valores no teste h fora do intervalo descrito no capítulo 2 na
equação (29), ou seja, não há indícios da presença de autocorrelação positiva ou negativa
nos testes realizados.
que:
Ao re-estimar o modelo 10 considerando períodos menores foi possível observar
i) O nível de significância tanto do teste F, como do teste t para as variáveis
estimadas diminui na medida em que se reduz o número de observações. No
entanto, ainda foram observados elevados níveis de significância estatística
nos testes;
ii) O coeficiente de determinação diminui acentuadamente no procedimento;
iii) A elasticidade-preço da demanda oscila pouco ao longo do tempo;
iv) A elasticidade-renda aumenta em módulo, ou seja, o café verde brasileiro é
cada vez mais inelástico a renda e é sempre um bem inferior nos EUA;
v) As novas estimativas não apresentaram autocorrelação entre os resíduos.
As elasticidades preço (Ep) e renda (Er) calculadas são concordantes com o
trabalho de Abaelu & Manderscheid (1968), que encontrou Ep = -0,21 e Er = -0,89 ao
estimar a demanda norte-americana por café brasileiro. Os valores positivos para
elasticidade-renda obtidos na literatura e apresentados no Quadro 1, tratam da demanda
norte-americana por cafés de todas origens e não somente do Brasil.
O valor encontrado para a elasticidade-preço também é semelhante às estimativas
de Delfim Netto (1955) e Daly (1958) como pode ser observado no Quadro 1.
No capítulo 3, foi discutido que o café brasileiro perdeu market share nos EUA ao
longo do tempo (figura 5), evidenciado pela tendência de queda das importações norte-
55
americanas de café do Brasil ao longo do tempo. As elasticidades renda apresentadas na
tabela 4 reforçam que a queda no desempenho do café brasileiro neste mercado está
intimamente ligada ao fato do produto ter sido cada vez menos importante no consumo
norte-americano.
4.1.2 Alemanha
Em anexo, encontram-se as tabelas 21 a 24 que apresentam as estimativas da
demanda alemã pelo café verde brasileiro. A seguir, discutem-se os resultados
encontrados que são comuns a todos os modelos especificados para este mercado.
As regressões estimadas para a demanda alemã pelo café verde brasileiro, de um
modo geral, não foram boas sob o aspecto das bebidas substitutas. Somente as variáveis
Pic (preço de importação de chá) e Pcs (preço do café substituto) apresentaram sinal
(positivo) coerente com o esperado, em todas as estimativas que a incluíram, embora não
tenham sido observados bons níveis de significância no teste 1. Os modelos que incluem
o preço de importação do chá e preço do café substituto são respectivamente os modelos
4 e 15 (não logaritimizados) e 11 e 22 (logaritimizados).
Diferentemente das estimativas norte-americanas, não foram observadas
elasticidades-renda negativas. Contudo, houve modelos que apresentaram valores
maiores que um, tratando-se de um bem de luxo (modelos 1, 2, 3, 12, 13 e 14 - não
logaritimizados e logaritimizados). Nota-se uma grande variação na magnitude da
elasticidade renda positiva dos modelos estimados para a Alemanha, variando de 0,31
(modelo 19 -logaritimizado) a 2,25 (modelo 14 - não logaritimizado).
Todas as elasticidades-preço encontradas atestam que a demanda por café verde
brasileiro é inelástica a preços na Alemanha, ou seja, aumentos nos preços de importação
do café verde pela Alemanha são acompanhados de variações no sentido contrário menos
que proporcionais na demanda alemã. No entanto, a magnitude da elasticidade-preço nos
modelos estimados é variável. Os valores calculados encontram-se entre -0,49 (modelo
19 -logaritimizado) e -0,13 (modelo 2 e 13 - não logaritimizados).
56
A estatística h de Durbin, que testa a presença de autocorrelação, apresentou
valores notavelmente elevados em alguns modelos estimados em logaritmo (modelos 4,
9, 10, 11, 15,20,21 e 22), indicando a presença de autocorrelação positiva. Nos demais
modelos da estimativa alemã, a estatística h ou encontrou-se dentro do intervalo que
indica ausência de autocorrelação, ou não foi possível definir se há ou não sua presença.
Os melhores resultados obtidos nas estimativas para o mercado alemão podem ser
visualizados na tabela 5 que apresenta os resultados da análise de regressão múltipla para
o modelo 10 não logaritmizado, bem como os modelos 10.1 e 10.2 que re-estimaram a
demanda alemã considerando períodos menores.
Tabela 5. Resultado dos modelos de melhor ajuste nas regressões estimadas para a
demanda alemã pelo café brasileiro
a Pr Pib Ydef Teste F R2 h Ep Er
Pr> F
1962-2002 Coef. 214.105 -2.051,20 8.754 0,7441 29,12 0,7025 \c. -0,22 0,40
(modelo 10) Teste t 0,49 -1,75 1,60 4,70 <0,0001
Pr> lti 0,6286 0,0890 0,1183 <0,0001
1970-2002 Coef. -66.406 -1.747,19 11.522 0,7391 20,51 0,6796 Ic. -0,17 0,53
(modelo 10.1) Teste t -0,10 -1,25 1,42 4,12 0,0005
Pr> Itl 0,9244 0,2213 0,1650 0,0003
1980-2002 Coef. 373.833 -4.626,40 11.092 0,7130 12,31 0,6602 \c. -0,32 0,48
(modelo 10.2) Teste t 0,30 -1,57 0,89 3,32 0,2608
Pr> I t I 0,7654 0,1338 0,3826 0,0036
Fonte: dados da pesquisa e tabela 21 em anexo
Ic = lnconclusivo
Pelo teste F, para o modelo 10 não logarítimizado, pode-se concluir que a
significância conjunta dos coeficientes do modelo é de 1 %. Este nível de significância
diminui nas estimativas dos modelos 10.1 e 10.2. Na estimativa do período maior
(modelo 10), o coeficiente das variáveis preço do café brasileiro (Pr), índice do PIB (Pib)
e a variável dependente defasada em um período (lnYdef) foram significativos a 9, 12 e
1 %, respectivamente, e apresentaram sinais esperados nos coeficientes.
57
É possível observar pelo R2 calculado na regressão que 70,25% da variação na
importação alemã de café verde brasileiro pode ser explicada pelas variáveis que o
modelo 10 sugere, apresentadas na tabela 5.
A elasticidade renda obtida a partir do modelo 10 é de 0,40 (no período de 1962 a
2002), indicando que o café brasileiro importado pela Alemanha é um bem normal, sob
tais condições. Ao longo do tempo, a elasticidade renda da demanda de café tem
aumentado na Alemanha, passando a 0,53 no período de 1970 a 2002 e 0,48 no período
de 1980 a 2002.
A recuperação do market share do café brasileiro no mercado alemão, após 1986
(figura 5, no capítulo 3), é condizente com as elasticidades renda calculadas para a
Alemanha.
Com relação à elasticidade preço da demanda, é possível observar uma pequena
variação nos valores calculados para os modelos 10, 10.1 e 10.2. Viana et aI. (2003), ao
estimar a demanda alemã por cafés de diversas origens, encontrou elasticidade-preço
igual a -0,36, sendo levemente maior em módulo do que os resultados apresentados na
tabela 5. A elasticidade renda calculada pelo mesmo autor é igual a -0,35 sendo,
portanto, discordante da estimativa deste trabalho.
Não foi observada a presença de autocorrelação no modelo selecionado. A
estatística h de Durbin calculada foi inconclusiva para os modelos selecionados.
4.1.3 Itália
As tabelas 25 a 28, apresentadas em anexo, contêm os resultados das estimativas
realizadas para a Itália. Constata-se o seguinte:
i) Todas as regressões realizadas para a Itália mostraram-se significativas a
1 % no teste F;
ii) Com relação às bebidas substitutas, nenhum modelo estimado apresentou
sinal esperado para a variável preço da bebida substituta alternativa ao café,
mostrando que, para a Itália, os preços do chá, suco de laranja e as outras
58
bebidas não ajudam a explicar as importações italianas de café verde
brasileiro;
iii) Os modelos que incluem a variável preço do café substituto (Pcs)
mostraram-se coerentes com relação aos sinais esperados e apresentaram
bons níveis de significância no teste t para variáveis explicativas;
iv) Exceção feita aos modelos 4 e 15 logaritimizados, todas as estimativas
realizadas indicaram que a elasticidade renda observada foi positiva e menor
do que 1, permitindo dizer que o café brasileiro no mercado italiano é um
bem normal;
v) A demanda pelo café brasileiro é preço inelástica no mercado italiano,
embora tenham sido observados diferentes valores para a elasticidade preço;
vi) Não foi observada autocorrelação na maioria dos modelos estimados. O
teste h de Durbin foi inconclusivo nos modelos 5, 6 e 17 logaritimizados e
no modelo 11.2 não logaritimizado, como pode ser observado nas tabela 25
a 28 em anexo.
A tabela 6, apresentada a seguir, expressa os principais resultados do modelo de
regressão considerado como a melhor estimativa da demanda italiana pelo café verde
brasileiro (modelo 11 - não logaritimizado), bem como os modelos 11.1 e 11.2 que
consideram os períodos separadamente.
59
Tabela 6. Resultado dos modelos de melhor ajuste nas regressões estimadas para a
demanda italiana pelo café brasileiro
Y = a + I3 IPr + 132Pcs + 133Pib + 134 Y def + E
u Pr Pcs Pib Ydef Teste F R2 h Ep
Pr> F
1962-2002 Coef. 335.073 -3.723,6 3.199,6 4.714,4 0,5252 21,40 0,70 0,01 -0,41 (modelo 11) Teste t 1,28 -5,37 4,44 2,25 5,4 <0,0001 40
Pr> I t I 0,2084 <0,0001 <0,0001 0,0303 <0,0001 1970-2002 Coef. 61.603 -2.904,6 2.590,8 5.568,4 0,6397 17,08 0,70 -0,04 -0,32 (modelo 11.1) Teste t 0,10 -4,09 2,89 1,31 4,96 <0,0001 93
Pr> I ti 0,9224 0,0030 0,0073 0,1993 <0,0001 1980-2002 Coef. 194.209 -4.268,0 2.633,0 10.044 0,3815 6,03 0,57 Ic. -0,39 (modelo 11.2) Teste t 0,18 -2,84 1,27 1,30 1,74 0,0029 25
Pr> It I 0,8565 0,0108 0,2211 0,2097 0,0982
Fonte: dados da pesquisa e tabela 25 em anexo
Ic = Inconclusivo
Observando a tabela 6, é possível perceber que mesmo tomando um período menor
nas estimativas da demanda italiana por café brasileiro, o coeficiente de determinação se
mantém satisfatório no modelo 11.1 (3 3 observações). Ao estimar o modelo 11.2, com 23
observações nota-se uma redução no R2.
A variável preço do café brasileiro (Pr) foi significativa a 1 % nas três estimativas
apresentadas na tabela 6. O preço do café substituto (Pcs) e a importação italiana de café
brasileiro defasada (Y dei), foram significativos a 1 % nos modelos 11 e 11.1 e o PIB
(Pib) foi significativo a 3% somente no modelo 11 com dados não logaritimizados.
Com relação à elasticidade preço calculada, nota-se pouca variação nos valores
calculados ao longo do tempo.
Embora o market share do café brasileiro na Itália tenha sido reduzido ao longo do
tempo (figura 5 no capítulo 3), isto não fez com que o café brasileiro fosse menos
desejado neste mercado, no que diz respeito ao valor das elasticidades-renda calculadas
(tabela 6). A elasticidade renda observada permite dizer que o café brasileiro no mercado
Er
0,23
0,30
0,61
60
italiano é sempre um bem normal e seu valor aumenta ao longo do tempo, tornando-se
cada vez mais elástico.
Pela estatística h, apresentada na tabela 6, é possível dizer que os modelos 11 e 11.1
com dados não logaritimizados não apresentam autocorrelação entre as variáveis
envolvidas, ou seja, não se rejeita a hipótese nula de que não há autocorrelação de
primeira ordem (positiva ou negativa), entre os resíduos da regressão. O teste h de
Durbin é inconclusivo para o modelo 11.2.
4.1.4 França
As especificações dos modelos estimados bem como os resultados das regressões
francesas podem ser observadas nas tabelas 29 a 32 em anexo.
Os modelos de regressão propostos que incluem a variável preço do suco de laranja
concentrado como bebida substituta não puderam ser estimados para França e Japão, pois
há uma lacuna na série temporal francesa de 15 anos (1961 a 1975) sem dados
disponíveis na fonte utilizada (F AO) e a inexistência da mesma série para o Japão.
Nas estimativas do mercado francês, três considerações peculiares a este país
podem ser observadas no tocante às bebidas substitutas estudadas:
i) O coeficiente da variável preço de importação de chá (Pic) apresentou-se
coerente com o sinal esperado (positivo), mas não foi significativo a 10%;
ii) A variável preço do café substituto (Pcs) apresentou-se coerente com o sinal
esperado (positivo) em todos os modelos que incluíram esta variável e foi
significativa em até 6%;
iii) Em nenhum outro modelo que sugere alternativa de bebida substituta,
exceto chá e o café substituto, foi observado sinal esperado no coeficiente
estimado.
Tais constatações são um indicativo de que cafés de outras origens e o chá na
França competem com o café brasileiro na preferência do consumidor.
A variável PIB não apresentou elevado nível de significância em nenhuma das
regressões estimadas para a demanda francesa pelo café verde brasileiro.
61
Em todos os modelos estimados para a França, foram observados baixos
coeficientes de determinação (R2), indicando pouca influência das variáveis explicativas
escolhidas na demanda francesa pelo café brasileiro.
Com relação à elasticidade renda calculada, é possível observar grande variação nos
valores calculados para os diferentes modelos. O valor da elasticidade renda variou de -
1,50 (modelo 22.2 - logaritimizado) a 0,49 (modelo 12 - não logaritimizado).
Todas as estimativas da elasticidade preço dão conta de que o café brasileiro é
inelástico a preços na França. As elasticidades preço calculadas estão compreendidas
entre os limites -0,84 (modelo 11 - não logaritimizado) e -0,10 (modelos 1 e 12 - não
logaritimizados e modelo 1 - logaritimizado).
A tabela 7, apresentada a seguir, contém os resultados da regressão do modelo
francês que melhor se ajustou aos dados bem como as re-estimativas do modelo
selecionado (modelo 22 -logaritimizado) para os períodos de 1970 a 2002 (modelo 22.1)
e 1980 a 2002 (modelo 22.2).
62
Tabela 7. Resultado dos modelos de melhor ajuste nas regressões estimadas para a
demanda francesa pelo café brasileiro
In Ypc = a + ~llnPr + ~2lnPcs + ~3lnPibpc + ~41n Y defpc + E
a InPr InPes InPibpe InYdef Teste F Rl h Ep Er
pc Pr>F
1962-2002 Coef. 0,6673 -0,7459 0,6922 -0,1460 0,4260 4,28 0,3224 -0,07 -0,75 -0,15 (modelo 22) Teste t 0,67 -2,31 1,98 -0,91 3,03 0,0062
Pr>lti 0,5103 0,0270 0,0555 0,3711 0,0045 1970-2002 Coef. 3,6126 -0,7893 0,6307 -0,6914 0,3193 4,70 0,4016 Ie. -0,79 -0,69 (modelo 22.1) Teste t 1,59 -2,30 1,66 -1,71 1,91 0,0050
Pr> I t I 0,1238 0,0293 0,1082 0,0992 0,0660 1980-2002 Coef. 7,8951 -0,7349 0,4571 -1,5020 0,2622 3,44 0,4332 Ic. -0,73 -1,50 (modelo 22.2) Teste t 1,15 -1,32 0,63 -1,20 1,23 0,0296
Pr> I ti 0,2646 0,2023 0,5353 0,2445 0,2347
Fonte: dados da pesquisa e tabela 32 em anexo
Ic = Inconclusivo
Pela tabela 7 é possível observar que as variáveis explicativas do modelo 22 (com
dados logaritimizados) estão explicando conjuntamente apenas 32,24% da variação na
demanda francesa pelo café verde brasileiro. No entanto, é possível observar um aumento
no coeficiente de determinação nas estimativas do modelo 22.1 e 22.2. Este valor do
coeficiente de determinação, notavelmente baixo, indica que as importações francesas de
café verde brasileiro podem estar sendo explicadas por outras variáveis não consideradas
no modelo, e ainda, que o fraco ajuste obtido no modelo possa estar associado às fortes
oscilações na série temporal deste país evidenciada pelas quebras estruturais ao longo do
tempo (figura 8, no capítulo 3).
Os modelos 22 e 22.1 com dados logaritmizados foram significativos a 1 % pelo
teste F e o modelo 22.2 foi significativo a 3%. Com relação aos coeficientes estimados,
nota-se que as variáveis explicativas apresentaram os sinais esperados e bons níveis de
significância, com exceção da variável PIB per capita (lnPibpc). Nota-se ainda, na tabela
7, que a significância estatística das variáveis diminui acentuadamente nas estimativas
63
dos modelos 22.1 e 22.2, sendo este último insatisfatório do ponto de vista da
significância dos testes t das variáveis explicativas.
O valor absoluto da elasticidade renda calculada para os modelos apresentados na
tabela 7 aumenta notavelmente ao longo do tempo, tornando a demanda francesa pelo
café brasileiro do tipo renda-elástica (Er = -1,50 no modelo 22.2). No entanto, o sinal das
elasticidades renda calculadas indicam que o café brasileiro é um bem inferior na França.
As fortes oscilações na série temporal francesa de market share do café brasileiro
(figura 5 no capítulo 3) dificultam as considerações que podem ser feitas entre os
resultados econométricos observados e o perfil da demanda francesa. Esta dificuldade é
acentuada pelos baixos coeficientes de determinação observados nas regressões deste
mercado. No entanto, é fato que ocorreu uma redução do market share do café brasileiro
na França ao longo do tempo e existe uma forte tendência de aumento em módulo da
elasticidade-renda (tabela 7), tornando a demanda francesa pelo café verde brasileiro
cada vez mais elástica à renda, ressaltando que a demanda por café brasileiro na França
varia no sentido contrário à variação na renda.
Com relação às elasticidades preço calculadas, nota-se uma mínima variação nas
estimativas dos modelos 22.1 e 22.2. com relação ao modelo 22. O valor da elasticidade
preço observada no modelo 22 com dados logaritmizados (Ep = -0,75), é o maior valor
em módulo encontrado nas estimativas dos modelos selecionados (ver Quadro 5). Este
resultado equivale a dizer que aumentos da ordem de 10% no preço do café brasileiro
reduzem a demanda francesa pelo café brasileiro em 7,5%, indicando a magnitude da
inelasticidade neste mercado.
O teste h de Durbin apresentado na tabela 7 indica que não foi observada
autocorrelação entre os resíduos da regressão.
De maneira geral, as estimativas realizadas para a França apresentaram baixo
coeficiente de determinação, sugerindo cautela nas inferências a respeito deste mercado.
Assim sendo, a discussão feita acerca do nível de significância dos parâmetros estimados
nas regressões e do modelo como um todo tem limitações.
64
4.1.5 Japão
Os modelos especificados para se estimar a demanda japonesa pelo café verde
brasileiro (tabelas 33 a 36) apresentaram elevado coeficiente de determinação nas
estimativas, variando de 0,7074 (modelo 22.2 - não logaritimizado) a 0,9395 (modelo 11
- logaritimizado), diferente do observado com as regressões para a França.
Analisando as bebidas substitutas ao café brasileiro no Japão é possível observar
nas tabelas 33 a 36, em anexo, que em todas as estimativas que envolveram a variável
preço do café substituto (Pcs) apresentaram o sinal esperado e foram significativos em
até 4%, exceto os modelos 22.1 e 22.2 (não logaritimizados) que serão discutidos a
seguir. Este resultado é uma evidência notável de que existe forte competição entre cafés
de diferentes origens no Japão.
Nas estimativas realizadas para o Japão foi possível observar que tanto a
elasticidade renda quanto a elasticidade preço apresentaram grande variação em suas
magnitudes. Enquanto os mínimos valores das elasticidades renda e preço,
respectivamente, foram da ordem de 0,52 (modelo 22.2) e -0,84 (modelo 22 -
logaritimizado), os máximos foram de 2,67 (modelos 16 e 22 - logaritimizados) e 0,02
(modelos 1,2, 10, 12, 13 e 21 -logaritimizados).
Em todas as estimativas realizadas para o mercado japonês com dados não
logaritimizados e logaritimizados em termos per capita, não foi observada autocorrelação
pelo teste h de Durbin (tabelas anexas 35 e 36). Para os modelos estimados na tabela 34
em anexo (dados logaritmizados), o cálculo da estatística h foi inconclusiva em todas as
situações.
A tabela 8, a seguir, exprime a melhor estimativa da demanda japonesa pelo café
verde brasileiro (modelo 22 - não logaritmizado), bem como as estimativas do mesmo
modelo considerando períodos menores (modelos 22.1 e 22.2).
65
Tabela 8. Resultado dos modelos de melhor ajuste nas regressões estimadas para a
demanda japonesa pelo café brasileiro
a Pr Pcs Pibpc Ydefpc Teste F R2 h Ep Er
Pr>F
1962-2002 Coef. -0,0709 -0,0009 0,0006 0,0052 0,3157 102,05 0,9190 -0,64 -0,46 1,01
(modelo 22) Teste t -1,07 -2,93 2,32 3,98 2,24 <0,0001
Pr> I t I 0,2934 0,0059 0,0259 0,0003 0,0313
1970-2002 Coef. -0,0539 -0,0009 0,0006 0,0050 0,3224 43,94 0,8626 -1,07 -0,40 0,91
(modelo 22.1) Teste t -0,44 -2,41 1,93 2,64 1,92 <0,0001
Pr> I t I 0,6608 0,0226 0,0640 0,0134 0,0656
1980-2002 Coef. 0,0254 -0,0016 0,0013 0,0032 0,4665 10,88 0,7074 -0,26 -0,43 0,52
(modelo 22.2) Teste t 0,09 -2,03 1,19 1,41 2,40 <0,0001
Pr> I t I 0,9292 0,0570 0,2497 0,1768 0,0276
Fonte: dados da pesquisa e tabela 35 em anexo
Ic = Inconclusivo
Pelo teste F, pode-se dizer que as variáveis explicativas dos modelos 22 (dados não
logaritmizados), 22.1 e 22.2 estão fortemente associadas às importações japonesas de
café verde brasileiro no período estudado.
Os coeficientes de determinação mostraram-se elevados nas regressões
apresentadas na tabela 8, embora seja possível notar sua redução ao tomarmos menos
observações nas estimativas. De maneira geral, os coeficientes de determinação (R2)
observados nas regressões japonesas apresentaram os maiores valores quando
comparados às regressões dos outros mercados estrangeiros.
Ao se analisar os coeficientes das variáveis separadamente no modelo 22 com
dados não logaritmizados, é possível perceber que todos os coeficientes possuem sinal
esperado. O preço do café brasileiro (Pr) e o PIB per capita (Pibpc) foram significativos a
1 %, enquanto o preço do café substituto (Pcs) e a variável defasada da demanda japonesa
em termos per capita (Ydefpc) foram significativos a 3 e 4%, respectivamente. Nos
modelos 22.1 e 22.2 também são observados os sinais esperados, mas os níveis de
significância estatística diminuem para as variáveis explicativas (tabela 8).
66
As elasticidades renda calculadas para o mercado japonês indicam que o café verde
brasileiro é um bem normal no Japão. É possível observar ainda que, ao longo do tempo,
o valor da elasticidade renda tem diminuído acentuadamente. No entanto, mesmo
havendo esta tendência, deve-se ressaltar que as elasticidades-renda calculadas para o
mercado japonês são elevadas e estão relacionadas ao aumento do market share do café
brasileiro no Japão ao longo do tempo, como pode ser observado na figura 5 do capítulo
3.
A demanda japonesa pelo café verde brasileiro é preço-inelástica como pode ser
observado ainda na tabela 8 e tem se alterado pouco no tempo, ficando ao redor de -0,4.
Não foi observada auto correlação entre os resíduos das regressões apresentadas na
tabela 8, pelo teste h de Durbin.
4.2 Análise da demanda doméstica
A tabela 3725, em anexo, apresenta os resultados das regressões realizadas para a
demanda doméstica brasileira de café verde (consumo interno). Os modelos estimados
com variáveis binárias não apresentaram bons ajustes. Embora tenham sido incluídas as
variáveis dummy nos modelos especificados, não foram observados sinais esperados na
variável preço (DIPr) como pode ser observado na tabela 37, em anexo.
O modelo 2 (logaritimizado, com dados per capita) foi o que melhor se ajustou aos
dados na análise de regressão. Esse modelo sugere que a demanda doméstica brasileira
(consumo interno) per capita de café verde seja explicada no período estudado (1961 a
25 Nota para a tabela 37, em anexo: É possível perceber a presença das colunas cr e cr2 que são
respectivamente o desvio padrão (calculado na análise de regressão) e a variância da variável defasada
(Cdef e Cpcdef). Essas variáveis são fundamentais no cálculo da estatística h de Durbin, que testa a
presença de autocorrelação nos modelos estimados. Como os modelos 5 a 8 foram especificados incluindo
variáveis binárias, faz-se necessário encontrar as variâncias da variável defasada em todas as dummies
(DICdef, D2Cdef e D3Cdef), justificando assim a presença das colunas crIo crJ2, cr2, cri, cr3 e cr32. Nota-se,
portanto, que a estatística h é calculada por período (hJ, h2 e h3) nos modelos com dummies. As
elasticidades (preço e renda) calculadas seguem o mesmo raciocínio para tais modelos.
67
2002) pelo preço (recebido pelo produtor paulista), o PIB per capita e a pela variável
consumo per capita defasada. No entanto, o nível de significância estatística da variável
InPibpc desse modelo (e de suas re-estimativas pra 1970 a 2002 e 1980 a 2002) são muito
baixas. Assim, re-estimou-se esses modelos na forma semi-Iogaritmica, mantendo-se
apenas Pibpc em logaritmo. Os resultados dos modelos 9, 10 e 11 comparados com os
modelos 2, 3 e 4 apresentam melhores níveis da estatística t e valores próximos para Er e
Ep.
A tabela 9 apresenta os resultados dos modelos 9, 10 e 11, para os períodos de 1961
a 2002, 1970 a 2002 e 1980 a 2002, respectivamente.
Tabela 9. Resultado dos modelos de melhor ajuste nas regressões estimadas para a
demanda doméstica pelo café brasileiro
In Cpc = a + I3IPr + 132lnPibpc + 133Cpcdef + E
a Pr InPibpc Cpcdef Teste F R2 h Ep Er
Pr> F
1961-2002 Coef. 1,618 -0,0013 -0,38 0,8291 137,18 0,9155 1,31 -0,04 -0,09 (modelo 9) Teste t 2,35 -2,34 -1,66 11,58 <0,0001
Pr>lti 0,0241 0,0245 0,1056 <0,0001 1970-2002 Coef. -0,671 -0,0009 0,60 0,8954 59,74 0,8607 -0,01 -0,04 0,16 (modelo 10) Teste t -0,60 -1,50 1,36 10,9 <0,0001
Pr> 1 t 1 0,5558 0,1441 0,1832 <0,0001 1980-2002 Coef. -2,276 -0,0016 1,43 0,8840 103,93 0,9426 1,43 -0,06 0,39 (modelo 11) Teste t -1,53 -3,12 1,89 12,94 <0,0001
Pr> It 1 0,1426 0,0056 0,0739 <0,0001
Fonte: dados da pesquisa e tabela 37 em anexo
Ic = lnconclusivo
Os modelos 9, 10 e 11 são significativos a 1% pelo teste F. Nota-se ainda que os
coeficientes R2 calculados são elevados.
O coeficiente da variável preço (lnPr) estimada nos modelos apresentou o sinal
negativo esperado e mostrou-se significativo a 3, 15 e 1% para os modelos 9, 10 e 11,
respectivamente. O consumo per capita defasado (lnCpcdef) foi significativo a 1 % nos
68
três modelos e o PIB per capita (lnPibpc) não apresentou elevados níveis de significância
estatística em nenhuma das estimativas apresentadas na tabela 9.
A elasticidade preço calculada praticamente não oscilou ao longo do tempo e a
magnitude dos valores encontrados expressa a tamanha inelasticidade preço da demanda
do café verde consumido pelo mercado doméstico. A elasticidade preço calculada para o
modelo 9 indica que havendo um aumento em 10% no preço do café verde (recebido pelo
produtor no Estado de São Paulo), tem-se uma redução no consumo interno de café verde
de apenas 0,4% (medido em termos per capita e consumido pela indústria de torrefação).
As estimativas da elasticidade preço da demanda interna de café realizadas por Carvalho
(1974), Marques (1984) e Costa & Silva (2003) foram respectivamente -0,09 a -0,18, -
0,06 e -0,07. Essas estimativas são bem semelhantes às obtidas no presente trabalho.
No tocante à elasticidade renda, é possível observar que para a série completa de
consumo interno (1961 a 2002) o café verde brasileiro consumido pela indústria de
torrefação é um bem inferior (Er = -0,09). No entanto, o café passa a ser um bem normal
ao se estimar o mesmo modelo para o período de 1970 a 2002 e, finalmente,
considerando o período de 1980 a 2002, o valor da elasticidade renda aumenta ainda mais
(Er = 0,39). Este resultado pode estar associado ao desempenho de recuperação do
consumo per capita de café ocorrido após 1986 (evidenciado pela figura 10 no capítulo
3). Carvalho (1974) encontrou elasticidades renda iguais a 0,27 a 0,54 em suas
estimativas para o período de 1964 a 1971. No trabalho de Costa & Silva (2003), excluiu
se a variável PIB per capita do modelo por ter apresentado elevada correlação com outras
variáveis e os melhores ajustes também foram obtidos com os dados tomados na forma
logarítmica.
Pela estatística h de Durbin, apresentada na tabela 9 para os modelos 9, 1 O e 11,
rejeita-se a hipótese de presença de autocorrelação serial entre os resíduos com 95% de
confiança, uma vez que os valores encontrados de h situam-se dentro do intervalo -1 ,96 ~
h ~ 1,96, conforme descrito no capítulo 2 (equação 29).
5 CONCLUSÕES
Este trabalho analisou as demandas por café brasileiro nos mercados doméstico e
externo no período de 1961 a 2002. A preocupação maior deste trabalho foi, primeiro,
caracterizar os principais mercados consumidores de café brasileiro e, em seguida,
estimar equações de demanda por esse produto nos mercados selecionados. Esses são os
EUA, Alemanha, Itália, França, Japão e o próprio Brasil.
Constatou-se na literatura revisada que pouco se conhece sobre as elasticidades
preço e renda da demanda de café em termos de mercados específicos e, além disso, os
últimos trabalhos disponíveis indicam que a demanda externa global por café brasileiro
tem aumentado sua elasticidade preço. No entanto, essas constatações devem ser
referendadas considerando estimativas específicas para cada mercado, pois esses
resultados poderão melhor fundamentar políticas e estratégias para aumentar a demanda
por café brasileiro. Isto foi a principal motivação do presente trabalho.
O café sempre foi um produto importante na pauta de exportação brasileira, apesar
de diminuir essa importância ao longo do tempo. Os EUA foram, até a década de 1990, o
principal comprador externo do produto brasileiro. No entanto, os EUA têm perdido
importância na compra de café brasileiro, bem como esse produto tem perdido market
share no mercado norte-americano. Em 1961, os EUA absorveram 50,6% das
exportações de café brasileiro e em 2001 apenas 13,4%. O Brasil foi responsável por
38,4% das importações norte-americanas de café verde em 1961, e em 2001 por 14,5%.
Esse fraco desempenho das exportações brasileiras de café para os EUA justificam a
presença de elasticidade-renda negativa na demanda norte-americana por café brasileiro.
Para o período de 1962 a 2001, a elasticidade-renda encontrada foi de -0,68,
caracterizando o produto brasileiro como bem inferior nos EUA. Ao longo do
70
tempo, a situação tem se deteriorado, pois nos períodos de 1970 a 2001 e 1980 a 2001 as
elasticidades renda foram de -0,71 e -0,82, respectivamente. Tal situação poderia ser
atribuída à diminuição da preferência norte-americana por café brasileiro em favor de
outras bebidas. No entanto, nenhuma das regressões estimadas apresentou o sinal
esperado (positivo) para a variável bebida alternativa. Esses resultados indicam que o
mercado norte-americano não deve ser mais considerado como prioritário nas
exportações de café verde e um novo produto deve ser considerado para exportar para
esse país. Um exemplo desse novo produto são os chamados cafés especiais.
A Alemanha, recente país re-exportador de café verde, aumentou sua importância
na absorção das exportações brasileiras de café, passando de 4,3% em 1961 para 19,4%
em 2001. Atualmente, a Alemanha é o maior comprador de café brasileiro, e o produto
brasileiro também têm aumentado o seu market share nas compras alemãs de café. Em
1961, o produto brasileiro representou 18,4% das importações alemãs de café e em 2001,
29,1%. Esses resultados estão coerentes com o fato da demanda alemã por café brasileiro
apresentar elasticidade renda positiva e que tem aumentado ao longo do tempo. No
período de 1962 a 2002, a elasticidade-renda da demanda alemã por café brasileiro foi de
0,40, passando a 0,53 no período de 1970 a 2002 e a 0,48 no período de 1980 a 2002.
A Itália é o terceiro maior país importador de café do Brasil. Apesar das
exportações brasileiras de café terem aumentado para a Itália no período de 1961 a 2002,
o market share do Brasil nas importações totais de café pela Itália tem diminuído. Em
1961, o Brasil respondeu por 49% das importações globais de café pela Itália e em 2001
por 32,8%. O café brasileiro é um bem normal na Itália, com elasticidade-renda positiva
e crescente ao longo do tempo. No período de 1962 a 2002, a elasticidade-renda da
demanda italiana por café brasileiro foi de 0,23, passando a 0,30 no período de 1970 a
2002 e a 0,61 no período de 1980 a 2002.
As exportações brasileiras de café para a França aumentaram de 1961 a 2002, mas
o Brasil praticamente manteve seu market share nesse mercado. Em 1961, o Brasil
respondeu por 15,9% das importações globais de café da França e em 2001, por 17,5%.
O produto brasileiro na França tem se caracterizado como um bem inferior, ou seja, com
elasticidade-renda negativa. No período de 1962 a 2002, a elasticidade-renda da demanda
71
francesa por café brasileiro foi de -0,15, passando a -0,69 no período de 1970 a 2002 e a -
1,50 no período de 1980 a 2002. Portanto, a França, assim como os EUA, não é um
mercado promissor para as exportações brasileiras de café verde, devendo os produtores
brasileiros procurarem um novo produto a ser exportado para o mercado francês.
O Japão aumentou expressivamente as importações de café brasileiro no período de
1961 a 2000, absorvendo, em 2001, cerca de 7,5% das exportações brasileiras desse
produto. Ao mesmo tempo, o Brasil ampliou o seu market share no mercado japonês,
respondendo por 15,8% das importações japonesas de café em 1961 e por 24,7% em
2001. No Japão, o café brasileiro é um bem normal. No período de 1962 a 2002, a
elasticidade-renda da demanda japonesa por café brasileiro foi de 1,01, passando a 0,91
no período de 1970 a 2002 e a 0,52 no período de 1980 a 2002.
O mercado doméstico é, atualmente, o segundo maior consumidor do produto
brasileiro. De 1965 a 1986, a demanda doméstica per capita de café diminuiu, mas a
mesma vem aumentando desde 1987. Ao mesmo tempo, o produto passou de bem
inferior a bem normal para o consumidor brasileiro. No período de 1961 a 2002, a
elasticidade-renda da demanda doméstica por café brasileiro foi de -0,09, passando a 0,16
no período de 1970 a 2002 e a 0,39 no período de 1980 a 2002.
Os resultados acima indicam que na Alemanha, Itália, Japão e no mercado
doméstico ainda é possível esperar novos aumentos da demanda de café verde na medida
que essas economias cresçam.
De modo geral, em todos os períodos considerados no presente trabalho (de 1961 a
2002, de 1970 a 2002 e de 1980 a 2002) e para todos os mercados, o café é um produto
de demanda inelástica a variações de preço e essa inelasticidade pouco tem se alterado ao
longo do tempo. Assim, resultados que indicam diminuição da inelasticidade da demanda
global por café exportado pelo Brasil (como os trabalhos de Almeida, 1993 e Alvim et aI.
2003) se explicam pelo incremento das exportações brasileiras de café para novos
mercados, não considerados no presente trabalho.
Como a demanda por café brasileiro nos principais países consumidores (explorado
neste trabalho) não tem se tomado menos inelástica, é possível que novos mercados (não
considerados neste trabalho), como a China, por exemplo, estejam apresentando demanda
72
mais elástica pelo café brasileiro. Assim sendo, as considerações sobre elasticidades da
demanda global por café são distintas das estimativas realizadas por mercado
separadamente, onde se inserem as contribuições deste trabalho.
Há que se destacar que os novos mercados conquistados pelo café brasileiro ainda
apresentam séries de dados anuais curtas, o que inviabiliza análises semelhantes às que
foram realizadas para os mercados tradicionais neste trabalho.
De modo a complementar os estudos já existentes e enriquecer as discussões sobre
este setor, sugerem-se, para trabalhos futuros, estudos exploratórios dos mercados
emergentes e potenciais consumidores de café brasileiro, uma vez que pouco se conhece
acerca do perfil da demanda destes mercados e sua importância tem aumentado
sistematicamente.
A análise do problema da não estacionariedade das séries, bem como o teste de co
integração, não realizado no presente trabalho, também poderiam trazer maiores
contribuições para a interpretação dos resultados das estimativas, por se tratar de uma
alternativa eficiente para se lidar com as séries não estacionárias.
ANEXOS
AN
EX
O A
Perí
odo
Mod
elo
Pri
ncip
ais
conc
lusõ
es a
res
peito
de
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
Kin
gsto
n E
stim
ar a
dem
anda
19
27-1
937
D =
a +
bP
+ cT
(lin
ear)
Sé
ries
tem
pora
is
Dem
anda
de
café
é in
elás
tica
a pr
eço
(Ep=
-(1
939)
m
undi
al p
elo
café
D
= A
. pn
éT
(mar
shaJ
liano
). an
uais
(D
NC
) 0,
14)
e ca
da v
ez m
aior
. A e
volu
ção
da
bras
ileiro
. D
= d
eman
da m
undi
al p
elo
dem
anda
por
caf
é te
nde
para
um
a pr
ogre
ssiv
a ca
fé b
rasi
leiro
re
duçã
o da
ela
stic
idad
e-pr
eço.
P
= p
reço
T
= te
mpo
Del
fim
Det
erm
inar
a e
last
icid
ade
1922
-193
9 X
l = bu
+ b
12X
2 +
bI3
X3,
Sé
ries
tem
pora
is
Cal
cula
ram
-se
elas
ticid
ades
par
a to
dos
os
Net
to
de s
ubst
ituiç
ão c
om
send
o:
anua
is.
Dad
os d
e an
os. A
ela
stic
idad
e de
sub
stitu
ição
do
café
(J
962
) X
l =
WQ
c (r
azão
de
impo
rtaçõ
es d
os
bras
ileiro
pel
o co
lom
bian
o fo
i co
nsta
ntem
ente
re
laçã
o ao
caf
é qu
antid
ade)
EU
A d
e ca
fés
men
or d
o qu
e 1.
Os
coef
icie
ntes
mos
tram
que
colo
mbi
ano.
Var
iaçã
o da
OI
, = q
uant
idad
e im
porta
da d
e br
asile
iros
e um
a va
riaçã
o de
cer
ca d
e 1 %
na
rela
ção
de
café
bra
sile
iro;
colo
mbi
anos
pr
eços
con
duzi
a em
méd
ia a
um
a al
tera
ção
de
impo
rtaçã
o am
eric
ana
do
Qc =
qua
ntid
ade
impo
rtada
de
cole
tado
s do
0,
5% n
a re
laçã
o de
qua
ntid
ades
.
Bra
sil e
da
Col
ômbi
a ca
fé c
olom
bian
o;
Anu
ário
X
2 =
Pt/P
c (r
azão
de
preç
os);
Est
atís
tico
da
quan
do o
s pr
eços
dos
doi
s Pb
= p
reço
caf
é br
asile
iro;
Supe
rinte
ndên
ci
café
s se
alte
ram
. Pc
= p
reço
caf
é co
lom
bian
o;
a do
s Se
rviç
os
x 3 =
tem
po m
edid
o em
ano
s do
Caf
é on
de 1
922
= 1
(var
iáve
l (S
ecre
tari
a da
te
mpo
). Fa
z. d
e SP
).
....
..
.......
Qua
dro
6 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
ext
erna
por
caf
é br
asil
eiro
Pri
ncip
ais
limita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
nív
eis
de s
igni
ficâ
ncia
do
s pa
râm
etro
s es
timad
os
RZ
= 6
7,4
e 60
,1%
(mod
.1in
ear e
m
arsh
allia
no )/
redu
zido
n°
de d
ados
e
perío
do c
ontu
rbad
o no
mer
cado
de
café
. O
bser
va c
orre
laçã
o po
sitiv
a en
tre p
reço
do
caf
é br
asile
iro e
est
oque
s de
caf
és
nos
país
es c
onsu
mid
ores
, o q
ue é
in
cons
iste
nte
com
o e
sper
ado.
R
2 =
85%
. F
sign
ifica
tivo
a 5%
. A
intro
duçã
o da
var
iáve
l tem
po n
o m
odel
o é
devi
do à
alte
raçã
o do
s há
bito
s de
co
nsum
o. O
aut
or r
efer
e-se
que
o e
stud
o do
efe
ito r
enda
e e
feito
sub
stitu
ição
m
ostra
m, e
ntre
tant
o, q
ue v
aria
ções
na
rend
a na
cion
al p
ratic
amen
te n
ão
prod
uzem
nen
hum
a al
tera
ção
sens
ível
na
s pr
efer
ênci
as d
os c
onsu
mid
ores
no
sent
ido
de in
duzi
-los
a co
nsum
ir um
a m
istu
ra d
e m
elho
r qu
alid
ade
méd
ia.
O
auto
r nã
o fa
z us
o de
var
iáve
is d
umm
y e
ress
alta
não
ser
pos
síve
l es
tend
er a
an
ális
e pa
ra p
erío
dos
post
erio
res
a 19
39
devi
do à
s m
odifi
caçõ
es n
a co
mer
cial
izaç
ão in
trodu
zida
s pe
la
guer
ra ...
. --
----
----
---l
..j:::.
.
Perí
odo
Mod
elo
Prin
cipa
is c
oncl
usõe
s a
resp
eito
de
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
Del
fim
Est
imar
a d
eman
da n
orte
-19
25-1
952
Xl =
a +
~IX
2 +
~2X
3, s
endo
: Sé
ries
tem
pora
is
XI =
10,1
6 -0
,070
9X2 +
0,0
082X
3. (R
2 = 0
,87)
N
etto
am
eric
ana
por c
afé
verd
e X
l =
cons
umo
per
cap
ita
de
anua
is.
Bol
etim
M
antid
o o
preç
o co
nsta
nte,
um
a m
odifi
caçã
o (1
955)
ca
fé v
erde
nos
EU
A
de E
stat
ístic
a de
de
100
dól
ares
no
níve
l da
rend
a na
cion
al
oriu
ndo
de v
ária
s or
igen
s X
2 = pr
eço
corr
igid
o no
var
ejo
la F
eder
ació
n co
nduz
a u
m a
crés
cim
o de
0,8
libr
as n
o
(dem
anda
em
nív
el d
e X
l =
rend
a na
cion
al c
orrig
ida
Nac
iona
l de
co
nsum
o p
er c
apit
a e
que
uma
mod
ifica
ção
de
perc
apit
a.
Caf
eter
os;
10 c
ents
no
preç
o do
caf
é no
var
ejo
prod
uz
vare
jo).
Bog
otá
e um
a m
odifi
caçã
o de
0,7
lib
ras.
A d
eman
da d
o D
epar
tmen
t of
cons
umid
or é
con
side
rave
lmen
te in
elás
tica,
C
omm
erce
va
riand
o (n
a ép
oca)
den
tro d
o in
terv
alo
USA
. re
leva
nte
da s
egui
nte
form
a:
2re 2
° re
nda
E2
30
1500
-
0,10
80
15
00
-0,3
8 D
a m
esm
a fo
rma
20de
-se
obse
rvar
a E
r: 2r
e s:o
rend
a Er
60
15
00
0,68
60
50
0 0,
41
Ass
im s
endo
, den
tro d
a fa
ixa
que
na é
poca
in
tere
ssav
a, o
con
sum
o de
caf
é er
a ac
entu
adam
ente
inel
ástic
o ta
nto
com
rel
ação
à
rend
a, ta
nto
com
rel
ação
aos
pre
ços,
send
o a
Er c
onsi
dera
velm
ente
mai
or d
o qu
e a
Ep, i
sto
é, p
ara
uma
mes
ma
mod
ifica
ção
porc
entu
al, a
s m
odifi
caçõ
es d
o co
nsum
o sã
o m
ais
sens
ívei
s
---
ás m
odifi
caçõ
es n
a re
nda
do q
ue d
os p
reço
s.
Qua
dro
6 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
ext
erna
por
caf
é br
asil
eiro
Prin
cipa
is li
mita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
nív
eis
de s
igni
ficâ
ncia
do
s pa
râm
etro
s es
timad
os
Os
dado
s tê
m q
ualid
ade
duvi
dosa
se
gund
o o
auto
r, o
que
impe
de a
ut
iliza
ção
de m
odel
os m
ais
sofis
ticad
os
ou d
e el
astic
idad
e co
nsta
nte.
Alé
m d
o qu
e, d
o po
nto
de v
ista
prá
tico,
as
inte
rpre
taçõ
es s
eria
m m
ais
com
plic
adas
. A
util
izaç
ão d
e m
étod
os d
e es
timaç
ão
mai
s re
finad
os o
u m
odel
os m
ais
com
plic
ados
impl
ica
uma
série
de
hipó
tese
s re
strit
ivas
que
só
pode
m s
er
leva
ntad
as à
cus
ta d
e um
a co
nsid
eráv
el
com
plic
ação
de
cálc
ulo,
cuj
a ju
stifi
caçã
o é
duvi
dosa
fac
e à
qual
idad
e do
s da
dos.
O c
onsu
mo
é ca
lcul
ado
atra
vés
das
impo
rtaçõ
es, r
eexp
orta
ções
e v
aria
ções
do
est
oque
, sen
do, p
orta
nto,
est
imat
ivas
.
-..l
V
1
Peri
odo
Mod
elo
Prin
cipa
is c
oncl
usõe
s a
resp
eito
de
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
Dal
y E
stim
ar a
dem
anda
nor
te-
1922
-194
1 e
log
q =
k +
b lo
g p
+ c
log
I Sé
ries
tem
pora
is
As
variá
veis
são
exp
ress
as e
m lo
garit
mos
par
a (1
958)
am
eric
ana
por
café
. 19
47-1
957
send
o q
= c
onsu
mo
de c
afé
anua
is.
repr
esen
tar
mud
ança
s pr
opor
cion
ais
entre
as
(exc
eto
1950
(e
quiv
alen
te c
afé
verd
e) p
or
Font
e: U
SDA
va
riáve
is.
e 19
51)
pess
oa a
cim
a de
15
anos
; R
2 = 0,
88
p =
preç
o no
var
ejo
(192
2 -
1941
): Ep
= -0
,26
e Er
= 0,
23
defla
cion
ado;
(1
947
-195
7):
Ep =
-0,3
0 e
Er =
0,10
(nã
o I =
rend
a re
al p
er c
apita
. si
gnifi
cativ
o)
Pani
ago
Est
imar
a c
urva
de
1918
-196
1 10
gY =
a +
~dogXI +
Sé
ries
tem
pora
is
Ep d
a de
man
da -
-O,ll
e Er
-0,
27
(196
3)
dem
anda
de
café
, a c
urto
~210gX2
+ ~310gX3 +
e, s
endo
: an
uais
. A
pós
elim
inar
o e
feito
das
var
iaçõ
es e
m r
enda
, Y
= co
nsum
o am
eric
ano
per
um a
umen
to d
e 10
% n
o pr
eço
do c
afé
resu
ltou
praz
o, p
ara
o m
erca
do d
e ca
pita
; nu
ma
redu
ção
de s
eu c
onsu
mo
de p
ouco
mai
s
café
nos
EU
A
Xl =
pre
ço m
édio
; de
I %
. Aum
ento
s de
ren
da r
esul
tara
m e
m
X2
= r
enda
méd
ia p
er c
apita
; au
men
tos
no c
onsu
mo
de c
afé
no p
erío
do
X3 =
tem
po.
estu
dado
, por
ém, e
ste
efei
to p
arec
e te
r si
do
mod
erad
o no
fin
al d
a sé
rie.
....
Qua
dro
6 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
ext
erna
por
caf
é br
asil
eiro
...
Prin
cipa
is li
mita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
nív
eis
de s
igni
ficâ
ncia
do
s pa
râm
etro
s es
timad
os
Ao
incl
uir
uma
variá
vel d
e te
ndên
cia,
o
auto
r ob
serv
ou s
inal
neg
ativ
o pa
ra a
el
astic
idad
e-re
nda
o qu
e é
inco
nsis
tent
e co
m r
esul
tado
s es
pera
dos.
Ele
ress
alta
qu
e a
mag
nitu
de d
as v
aria
ções
es
tatís
ticas
dep
ende
m m
uito
do
mét
odo
e do
per
íodo
util
izad
o.
Os
anos
de
1950
e 1
951
fora
m e
xclu
ídos
da
aná
lise
por t
erem
sid
o m
arca
dos
pela
gu
erra
da
Cor
éia.
Os
preç
os d
e ca
fé
aum
enta
ram
com
sev
erid
ade
nos
perío
dos
de g
uerr
a.
A E
r no
seg
undo
per
íodo
est
udad
o nã
o fo
i es
tatis
ticam
ente
sig
nific
ativ
a U
m m
odel
o se
mel
hant
e in
clui
ndo
preç
o m
édio
de
chá
não
mos
trou
resu
ltado
s es
tatis
ticam
ente
sig
nific
ante
s. O
auto
r an
alis
a pr
eços
dos
EU
A p
orqu
e os
pr
eços
am
eric
anos
indi
cam
pre
ços
mun
diai
s de
caf
é, a
just
ados
pel
o IP
e.
Para
se
estim
ar a
dis
crep
ânci
a no
cic
lo
preç
o-pr
oduç
ão d
e ca
fé, t
anto
um
a an
ális
e in
divi
dual
com
o as
de
vária
s co
mbi
naçõ
es d
o se
gund
o ao
oita
vo a
no
prec
eden
tes
fora
m f
eita
s, an
tes
de
estim
ar o
mod
elo
de d
eman
da, s
endo
qu
e a
mel
hor e
stim
ativ
a é
dada
pel
o m
odel
o: Y
, = a
+ ~I
X'-5
+ ~2
X'-6
+ e,
se
ndo
Yt (
prod
ução
de
café
exp
ortá
vel)
e X
(pre
ço m
édio
aju
stad
o em
t-5
e t-6
an
os) .
-.J
0\
Perí
odo
Mod
elo
Prin
cipa
is c
oncl
usõe
s a
resp
eito
de
Pri
ncip
ais
limita
ções
do
trab
alho
a
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e re
spei
to d
os n
ívei
s de
sig
nifi
cânc
ia
anal
isad
o el
astic
idad
e-pr
eço
e re
nda
da d
eman
da
dos
parâ
met
ros
estim
ados
D
elfim
E
stim
ar a
dem
anda
nor
te-
1954
-196
5 M
odel
o L
Sé
ries
tem
pora
is
Mod
elo
1 O
pod
er e
xplic
ativ
o da
s va
riáve
is n
o N
etto
&
amer
ican
a to
tal d
e ca
fé
Qt =
F (P
" X
,), s
endo
: se
mes
trais
Ep
= -
0,4,
ou
seja
, um
a re
duçã
o de
1 %
nos
m
odel
o 1
atin
ge 7
5%. O
cur
to p
erío
do
Pint
o Q
, = Im
porta
ção
tota
l de
café
in
vern
o (A
bril-
preç
os p
rovo
ca u
m a
umen
to d
e 0,
4% n
o ut
iliza
do n
ão p
erm
ite e
nten
der
a Er
(1
965)
(m
odel
o 1)
e a
dem
anda
pe
los
EUA
; Se
t) e
volu
me
impo
rtado
pel
os E
UA
de
vido
à p
eque
na v
ariâ
ncia
da
norte
-am
eric
ana
pelo
caf
é P,
= p
reço
de
impo
rtaçã
o ve
rão(
Out
-Mar
). %
das
var
iaçõ
es s
ão d
escr
itas
em te
rmos
de
popu
laçã
o e
rend
a.
méd
io;
apen
as d
uas
variá
veis
: pr
eço
e te
mpo
. O
pod
er e
xplic
ativ
o da
s va
riáve
is n
o br
asile
iro (
mod
elo
2).
Xl =
var
iáve
l du
mm
y M
odel
o 2:
Altí
ssim
o co
efic
ient
e de
m
odel
o 2
atin
ge 7
9% e
toda
s as
(1
=inv
erno
e ° =
verã
o);
elas
ticid
ade-
preç
o cr
uzad
a (,,;
Ep
da d
eman
da)
variá
veis
são
sig
nific
ativ
as a
5%
. M
odel
o 2.
co
m r
elaç
ão a
os p
reço
s re
lativ
os (
"'6),
ou s
eja,
E
mbo
ra, e
m n
ívei
s gl
obai
s, a
dem
anda
Qb
= m(Q
t)"I(~
: r X 2"JXI
" qu
ando
o p
reço
do
b/en
d (0
,7 s
uave
s +
0,3
de
caf
é po
ssa
ser c
onsi
dera
da in
elás
tica,
ro
bust
as)
cres
ce 1
% c
om r
elaç
ão a
o pr
eço
do
a de
man
da p
ara
cada
tipo
de
café
ca
fé b
rasi
leiro
, as
impo
rtaçõ
es a
mer
ican
as d
e (b
rasi
leiro
, sua
ve e
/ou
afric
ano)
dep
ende
Q
b =
Impo
rtaçõ
es n
orte
-ca
fé b
rasi
leiro
cre
scem
6%
. 4/5
das
var
iaçõ
es
fund
amen
talm
ente
dos
dife
renc
iais
de
amer
ican
as d
e ca
fé b
rasi
leiro
; po
dem
ser
exp
licad
as p
elo
conh
ecim
ento
de
4 pr
eço
entre
ele
s. Pb
IPb
= p
reço
do
b/en
d/pr
eço
variá
veis
est
udad
as (
Qb,
Pb
/Pb,
Xl
e X
2 ).
U
m a
spec
to in
triga
nte
dess
a an
ális
e de
do c
afé
bras
ileiro
; re
gres
são
resi
de n
o fa
to d
e qu
e to
da a
X2 =
% c
afé
verd
e qu
e se
te
ndên
cia
cres
cent
e da
sér
ie d
as
trans
form
a em
sol
úvel
. im
porta
ções
(ce
rca
de 1
% a
o an
o) é
de
scrit
a pe
la te
ndên
cia
decr
esce
nte
dos
preç
os,
isto
é, a
rápi
da e
xpan
são
da
popu
laçã
o e
o cr
esci
men
to d
a re
nda
per
ca
pita
par
ecem
pou
co te
r a
ver
com
o
fenô
men
o. I
sto
se d
eve
prov
avel
men
te
ao c
urto
per
íodo
con
side
rado
e à
pe
quen
a va
riânc
ia d
a po
pula
ção
e da
re
nda
per
cap
ita
quan
do c
ompa
rada
co
m a
dos
pre
ços.
Não
se
pode
con
clui
r, po
rtant
o, q
ue a
ela
stic
idad
e-re
nda
é nu
la,
afirm
ação
que
tem
con
stad
o em
al
guns
doc
umen
tos
ofic
iais
. --
Qua
dro
6 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
ext
erna
por
caf
é br
asil
eiro
-......l
-....l
Aut
ores
Pe
riod
o P
rinc
ipai
s co
nclu
sões
a r
espe
ito d
e O
bjet
ivo
Mod
elo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
8ach
a E
stim
ar a
dem
anda
de
1951
-196
5 C
afé
em p
ó:
Série
s te
mpo
rais
E
last
icid
ade
com
res
Eeito
a:
(196
8)
café
em
pó
e so
lúve
l em
E
stim
ou p
or
Qll
=
anua
is
Mét
odo
Pq~ó
Pro
sol.
rend
a M
QO
eMQ
0.1
0+0.1
1 F:I
+0.1
2 ~I
~I_
I_ +
y PÓ
(M
QO
) -0
,154
0,
107
0,35
4 ní
vel
do c
onsu
mid
or n
o D
ois
Est
àgio
s PÓ
(M
Q2E
) -0
,591
0,
518
0,57
2 P,
P, YI
*
Sol.
(MQ
O)
0,39
1 -1
,128
n.
s. m
erca
do n
orte
-am
eric
ano.
ID
+IjIU
, sen
do:
Sol. (
MQ
2E)
0,36
6 -1
,059
n.
s. Q
u =
con
sum
o de
caf
é co
mum
Sa
be-s
e qu
e a
dem
anda
de
café
ver
de é
igua
l à
nos
EUA
, em
mil
saca
s de
so
ma
das
quan
tidad
es d
eman
dada
s pa
ra a
ca
fé to
rrad
o;
prod
ução
de
café
sol
úvel
e c
omum
. Pu
= p
reço
ao
cons
umid
or d
e D
eter
min
ando
-se
a el
astic
idad
e-pr
eço
da
café
com
um n
os E
UA
, em
de
man
da d
e ca
fé v
erde
no
pont
o m
édio
da
cent
avos
de
dóla
r po
r lib
ra
amos
tra, o
btev
e-se
-0,
17, m
ostra
ndo
que
a to
rrad
a;
dem
anda
nos
EU
A é
bas
tant
e in
elàs
tica
em
P, =
índi
ce d
e pr
eços
de
rela
ção
ao p
reço
. al
imen
tos
aos
cons
umid
ores
no
s EU
A;
P 2, =
pre
ço a
o co
nsum
idor
de
café
sol
úvel
nos
EU
A, e
m m
il sa
cas
de c
afé
torr
ado;
y,
' = r
enda
pes
soal
dis
p.no
s EU
A
D =
var
iáve
l dum
my
(sen
do O
=5
1/53
e 1
=54/
65)
Qua
dro
6 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
ext
erna
por
caf
é br
asil
eiro
Prin
cipa
is li
mita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
niv
eis
de s
igni
ficâ
ncia
do
s oa
râm
etro
s es
timad
os
As
estim
ativ
as d
as e
last
icid
ades
-pre
ço
do c
afé
com
um e
m r
elaç
ão a
o pr
óprio
pr
eço,
ao
preç
o do
caf
é so
lúve
l e
à re
nda,
obt
idos
pel
os d
ois
mét
odos
de
estim
ação
são
bas
tant
e di
fere
ntes
, de
vido
ao
prob
lem
a de
sim
ulta
neid
ade.
V
erifi
cou-
se q
ue o
caf
é nã
o é
um b
em
infe
rior,
send
o qu
e, p
ara
o ca
fé e
m p
ó, o
va
lor
obtid
o pa
ra E
r via
MQ
O f
oi d
e 0,
354
e pa
ra M
Q2e
stág
ios
a Er
foi d
e 0,
572,
ou
seja
, um
bem
nor
mal
. A
mul
ti co l
inea
ridad
e en
tre o
s pr
eços
no
s m
odel
os u
tiliz
ados
foi
um
pro
blem
a qu
e de
ve te
r su
rgid
o na
est
imaç
ão d
os
parâ
met
ros.
De
mod
o a
corr
igir
isto
, o
auto
r es
timou
os
parâ
met
ros
sem
impo
r ne
nhum
a re
striç
ão, o
bten
do-s
e en
tão
certa
s pr
opor
ções
ent
re o
s co
efic
ient
es
das
variá
veis
pre
ços.
Est
as p
ropo
rçõe
s fo
ram
im
post
as c
omo
rest
riçõe
s, n
uma
segu
nda
estim
ativ
a da
s m
esm
as
equa
ções
. Por
exe
mpl
o, s
e na
1ª
estim
ativ
a o
valo
r en
cont
rado
par
a â
11+6
,0 â
12 f
oi i
gual
a z
ero,
o m
odel
o pa
ssou
ent
ão a
ser d
ado
por:
Qu
= 0
.10 -
0.12
(6,0
F:I
-P,
~I )
+~I_
l_+Y
ID+1
jI1I
P, YI
*
Apó
s a
corr
eção
do
prob
lem
a de
mul
tic.
todo
s os
coe
ficie
ntes
est
imad
os ti
vera
m
os s
inai
s es
pera
dos.
-.....l
00
Per
iodo
M
odel
o P
rinc
ipai
s co
nclu
sões
a r
espe
ito d
e A
utor
es
Obj
etiv
o D
ados
e fo
nte
anal
isad
o el
asti
cida
de-p
reço
e r
enda
da
dem
anda
Aba
elu&
E
stim
ar a
dem
anda
nor
te-
1953
-196
1 M
odel
o pa
ra e
stim
ativ
a do
Sé
ries
tem
pora
is
Est
imat
iva
do c
afé
bras
ileir
o (S
anto
s 4
NY
}.
Man
ders
ch
amer
ican
a de
caf
é ve
rde
café
bra
sile
iro:
(Sis
tem
a de
3
quad
rimes
trais
. Eq
. 4:
R2 =
0,93,
Eq.
5:
R2 =
0,07,
Eq.
6:
R2 =
ei
d (1
968)
eq
uaçõ
es s
imul
tâne
as).
Font
es:
Anu
al
0,08
, ou
sej
a, a
s eq
uaçõ
es 5
e 6
não
tive
ram
po
r va
rieda
de:
mild
s Y
)=1.
4+0,
4 Y 2+
o,S Y
s+u,
; Y 7+
PgX
C
offe
e St
atis
tics
bons
aju
stes
.
(Col
ômbi
a],
,+P9
X2+
U4
(Eq.
4)
(Pan
Am
eric
an
Pric
e-fle
xibi
lity*
= -0
,21
(Ep)
Y
7=I.S
+PLO
Y7+
PIlX
g+U
S (E
q C
offe
e B
urea
u),
Inco
me-
flexi
bilit
y* =
-0,8
9 (E
r) (
bem
inf
erio
r).
braz
ils(S
anto
s 4-
NY
) e
5)
US
Dep
artm
ent
* Ele
cita
a d
ifer
ença
ent
re p
rice
e in
com
e-
robu
stas
( afr
ican
os).
Y S=
1.6+P
12X
s+P
J)X7+
P 14
X9+
ofC
omm
erce
fl
exib
ility
e E
p e
Er
da d
eman
da.
U6 (
Eq. 6
) Pu
blic
atio
ns o
f Y
J =
pre
ço c
afé
bras
ileir
o C
offe
e E
stim
ativ
a do
s m
ilds
(caf
é co
lom
bian
o).
defla
cion
ado;
In
vent
ory
and
Er
= 0
,39
e Ep
= -0
,18
Y2=
pre
ço c
afé
mild
ro
astin
g, S
ugar
(C
olôm
bia)
an
d T
ropi
cal
Est
imat
iva
dos
robu
stas
(ca
fés
afric
anos
}.
Y)=
Im
porta
ção
amer
ican
a de
Pr
oduc
ts
Er =
-1,
89 e
Ep
= -0
,36
café
do
Bra
sil p
er c
apita
; D
ivis
ion
of t
he
Y7=
Est
oque
s de
caf
é B
rasi
l U
SA
Con
tribu
ição
: o
auto
r se
para
os
3 pr
inci
pais
nos
EU
A;
tipos
de
café
s im
porta
dos
pelo
s E
UA
(m
ilds,
X, =
Pro
duçã
o do
s E
UA
de
braz
ils e
rob
usta
s) p
ara
se e
stim
ar E
p e
Er
e
café
pro
cess
ado
per
capi
ta
veri
fica
r se
os
café
s po
dem
ser
trat
ados
com
o
defa
sado
; pr
odut
o ho
mog
êneo
. Obs
ervo
u-se
que
os
três
X2 =
rend
a di
spon
ível
nos
tip
os d
e ca
fés
são
subs
titut
os e
ntre
si.
O
EUA
def
laci
onad
a;
coef
icie
nte
da v
ariá
vel
preç
o do
caf
é m
ild
na
Xs =
Prod
ução
dos
EU
A d
e es
timat
iva
do c
afé
bras
ileir
o fo
i po
sitiv
o e
café
pro
cess
ado
per
capi
ta;
sign
ific
ante
e a
ssim
suc
essi
vam
ente
par
a as
X7
= ex
pect
ativ
a de
pre
ço c
afé
rela
ções
de
preç
o en
tre o
s ou
tros
café
s.
bras
ileir
o(m
édia
de
2 an
os);
Xg =
est
oque
per
cap
ita B
rasi
l; X
9 =
Expo
rtaçã
o do
Bra
sil
para
os
EU
A
Qua
dro
6 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
ext
erna
por
caf
é br
asile
iro
Pri
ncip
ais
limita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
niv
eis
de s
igni
licân
cia
dos
parâ
met
ros
estim
ados
Se
gund
o o
auto
r, a
fórm
ula
utili
zada
pa
ra c
alcu
lar
o R
2 (pad
rão
para
Mod
elo
Clá
ssic
o de
Reg
ress
ão L
inea
r) n
ão s
e ap
lica
a si
stem
as d
e eq
uaçõ
es
sim
ultâ
neas
e fo
i us
ada
som
ente
par
a co
mpa
rar o
s di
fere
ntes
est
imad
ores
. A
s es
timat
ivas
das
equ
açõe
s 5
e 6
desa
pont
aram
com
o po
de s
er v
isto
nos
R
2 ,s. O
aut
or r
essa
lva
que
a eq
uaçã
o 6
prec
isa
de u
ma
revi
são
dos
parâ
met
ros
e po
de c
onte
r er
ros
de e
spec
ific
ação
do
mod
elo.
Os
dado
s ut
iliza
dos
pode
m n
ão
ser
conf
iáve
is, s
egun
do o
aut
or, e
um
a ba
se d
e da
dos
sobr
e ca
fé (
por t
ipo)
tal
com
o es
tuda
do n
ão e
stá
disp
onív
el.
As
rela
ções
obs
erva
das
na d
eman
da
amer
ican
a de
caf
é e
a va
riáve
l re
nda
não
são
inte
ress
ante
s, u
ma
vez
que
clas
sifi
ca
os c
afés
bra
sile
iros
e ro
bust
as c
omo
bens
infe
riore
s, c
ontr
asta
ndo
com
a
mai
oria
das
est
imat
ivas
fei
tas
até
o m
omen
to.
--
-...J
\O
Peri
odo
Mod
elo
Pri
ncip
ais
conc
lusõ
es a
res
peito
de
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
Via
cava
D
eter
min
a ní
veis
de
1965
-197
0 1°
mod
elo
Série
s te
mpo
rais
N
ão e
stim
a el
astic
idad
es a
pesa
r de
est
imar
(1
973)
pr
eços
que
man
têm
o c
afé
Qz =
ao +
al(P
1/pz
) +
az(
pJ/p
z)
men
sais
eq
uaçõ
es d
e de
man
da a
mer
ican
a pe
lo c
afé
+aJ
Qr
(IB
C/D
EC
) br
asile
iro.
bras
ileiro
no
mer
cado
2°
mod
elo
(1º m
odel
o)
norte
am
eric
ano
conf
orm
e Q
z =
ao +
al(P
l/pz)
+ a
z(p/
lpz)
(R
z = 0,
674)
+
aJO
+ 1
4(P
l/pz)
D +
a
cota
da
OIC
. as
(p/l
pz)D
+ a
,;Qr.
send
o:
(2º m
odel
o)
Qz
= Im
porta
ções
de
café
(R
z = 0,
744)
br
asile
iro p
elos
EU
A;
P I =
preç
o do
s ca
fés
robu
sta
Pz =
pre
ço d
o ca
fé b
rasi
leiro
P 3
= m
édia
arit
mét
ica
dos
preç
os d
os c
afés
"su
aves
co
lom
bian
os"
e "o
utro
s su
aves
" Q
T =
qua
ntid
ade
tota
l de
caf
é im
porta
da p
elos
EU
A
-----
--
---
----
..... -
(men
sal)
--
Qua
dro
6 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
ext
erna
por
caf
é br
asil
eiro
Pri
ncip
ais
limita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
niv
eis
de s
igni
ficâ
ncia
do
s pa
râm
etro
s es
timad
os
Os
mel
hore
s re
sulta
dos
para
o 1
º m
odel
o sã
o en
cont
rado
s ut
iliza
ndo-
se
defa
sage
ns t-
3 pa
ra (p
l/pz)
e t-
2 pa
ra
(p3*
/pz)
. D
ivid
e a
série
em
2 p
erío
dos
e te
sta
o m
odel
o 1
Usa
o 2
º mod
elo
com
dum
mie
s de
mod
o a
neut
raliz
ar o
s pr
oble
mas
est
rutu
rais
re
gred
indo
a s
érie
inte
ira.
.. _
-_
.. _-----_
.. _-----
00
o
Perí
odo
Mod
elo
Prin
cipa
is c
oncl
usõe
s a
resp
eito
de
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
Fina
geiv
E
stim
ar a
s el
astic
idad
es
1952
-197
3 M
odel
o de
dem
anda
: Sé
ries
tem
pora
is
R2 =
0,92
(197
6)
de d
eman
da d
e 10
gYd
'" Io
ga +
~tl
OgXI
+
anua
is (
Anu
ário
Ep
da
dem
anda
de
expo
rtaçã
o de
caf
é ~210gX2
+ ~)l
ogX)
+ U
I E
stat
ístic
o do
br
asile
iro'
" -0
,46,
par
a K
i '"
0,37
ou
37%
ex
porta
ção
de c
afé
send
o:
Caf
é-N
Y,
(par
cela
de
mer
cado
do
país
).
bras
ileiro
no
mer
cado
Y
d '" q
uant
idad
e to
tal
Esc
ritór
io P
an-
A p
arce
la d
e m
erca
do (
Ki)
e a
Ep d
a de
man
da
expo
rtada
de
toda
s or
igen
s A
mer
ican
o do
de
exp
orta
ção
são
de n
atur
eza
inve
rsa,
ou
seja
, m
undi
al e
suas
rel
açõe
s X
l = pr
eço
méd
io c
afé
Caf
é e
a m
edid
a em
que
se
aum
enta
a p
arce
la d
e
com
a p
arce
la d
e m
erca
do
expo
rtado
de
toda
s or
igen
s Su
perin
tend
ênci
m
erca
do d
e da
do p
aís,
se r
eduz
a E
p da
X
2 = q'_
1 (q
uant
idad
e co
m
a do
Ser
viço
do
dem
anda
. Ass
im s
endo
, os
resu
ltado
s in
dica
m
do p
rodu
to n
acio
nal
no
reta
rdam
ento
de
I an
o)
Caf
é -S
P).
que
se to
man
do c
ada
vez
men
or a
par
cela
mer
cado
mun
dial
. X
) = va
riáve
l de
tend
ênci
a.
bras
ileira
no
mer
cado
mun
dial
, a e
last
icid
ade-
Mod
elo
de o
ferta
: pr
eço
da e
xpor
taçã
o do
caf
é br
asile
iro to
ma-
se
10gY
s '"
logy
+ 1
ttlO
gZl +
m
aior
. D
esta
form
a, a
dim
inui
ção
da p
arce
la
1t210
gZ2
+ 1
t)log
Z) +
UI
send
o:
bras
ileira
no
mer
cado
mun
dial
tom
a a
Y s =
quan
tidad
e ex
porta
da d
e de
man
da d
o se
u pr
odut
o m
ais
elás
tica.
ca
fé d
o re
sto
do m
undo
; Z
1 = pr
eço
méd
io d
o ca
fé n
ão
bras
ileiro
no
ano
t-6;
Z2 '"
Y s
com
ret
arda
men
to d
e 6
anos
; Z)
= va
riáve
l de
tend
ênci
a.
A E
p da
dem
anda
de
expo
rtaçã
o do
Bra
sil é
ca
lcul
ada
a pa
rtir
da e
quaç
ão:
Ep =
A _
lC1k
, se
ndo:
K;
K
; K
i '"
parc
ela
de m
erca
do d
o pa
ís;
k =
parc
ela
de m
erca
do d
o re
sto
do m
undo
, ou
seja
, l-
Ki;
~I =
Ep d
a de
man
da m
undi
al
de c
afé
expo
rtado
de
toda
s as
or
igen
s;
1t1 =
Ep d
a of
erta
dos
paí
ses
com
petid
ores
(es
timad
o no
m
odel
o de
ofe
rta).
Qua
dro
6 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
ext
erna
por
caf
é br
asil
eiro
Prin
cipa
is li
mita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
nív
eis
de s
igni
ficâ
ncia
do
s pa
râm
etro
s es
timad
os
Não
apl
icou
o D
W p
orqu
e a
variá
vel
endó
gena
def
asad
a ut
iliza
da n
o m
odel
o to
ma
este
test
e in
apro
pria
do n
a op
iniã
o do
aut
or.
Foi
utili
zada
a e
stat
ístic
a de
T
heil-
Nag
ar a
ssum
indo
(p2
'" 0
,23)
par
a a
equa
ção
de d
eman
da.
Obs
erva
ram
-se
baix
os n
ívei
s de
cor
rela
ção
seria
l. N
ão
ocor
rera
m p
roce
ssos
aut
oreg
ress
ivos
de
Iª o
rdem
, de
Mar
kov,
um
a ve
z qu
e nã
o ho
uve
sign
ificâ
ncia
des
ejáv
el n
a re
gres
são
do e
rro
em t
sobr
e o
erro
em
t-I,
send
o a
ocor
rênc
ia d
o es
quem
a au
tore
gres
sivo
de
1 ª or
dem
con
diçã
o in
disp
ensá
vel
para
apl
icar
-se
o D
W.
00
-
Perí
odo
Mod
elo
Prin
cipa
is c
oncl
usõe
s a
resp
eito
de
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
Tam
aki&
E
stim
a a
dem
anda
em
Su
íça
(68-
77)
Ci; =
ai; +
L:IY
; Xii
+ d
\Ri o
nde;
Sé
ries
tem
pora
is
Para
o c
afé
em p
ó, o
bser
vou-
se q
ue a
dem
anda
La
rson
ní
vel d
o co
nsum
idor
pel
o C
anad
á (6
1-i =
paí
s co
nsum
idor
cu
rtas
(mas
to
ma-
se m
enos
elá
stic
a à
med
ida
que
seu
(198
2)
77)
j e
k =
tipo
de
café
(em
pó
e su
ficie
ntes
par
a co
nsum
o p
er c
apit
a au
men
ta, c
omo
pode
ser
ca
fé b
rasi
leiro
(em
pó
e Ja
pão
(68-
77)
solú
vel)
estim
ação
por
vi
sto
para
a F
inlâ
ndia
, ond
e se
ver
ifica
no
solú
vel)
em s
ete
país
es
Finl
ândi
a (7
0-C
= c
onsu
mo
em k
g p
er
MQ
O).
perío
do u
m d
os m
aior
es c
onsu
mos
per
cap
ita
77)
capi
ta;
de c
afé
em p
ó. R
essa
lta-s
e a
alta
Ep
do J
apão
se
leci
onad
os:
EUA
, R
eino
Uni
do
X =
pre
ço a
o ní
vel d
o qu
e ap
rese
nta
cons
umo
baix
o en
tre o
s
Suíç
a, C
anad
á, J
apão
, (7
3-77
) co
nsum
idor
; co
nsum
idor
es.
Ale
man
ha
R =
rend
a pe
ssoa
l di
spon
ível
O
s re
sulta
dos
da E
r re
vela
m q
ue s
e po
de
F inl
ândi
a, I
ngla
terr
a e
(72-
77)
perc
apit
a;
afirm
ar c
om s
egur
ança
que
o c
afé
solú
vel é
um
Ale
man
ha.
Res
umid
amen
te:
prod
uto
norm
al, t
endo
val
ores
rel
ativ
amen
te
C=
a+b
X +
dR
alto
s de
Er.
Já p
ara
o ca
fé e
m p
ó, o
s re
sulta
dos
refo
rçam
a su
spei
ta d
e qu
e o
seu
cons
umo
este
ja p
róxi
mo
da s
atur
ação
, con
firm
ando
os
resu
ltado
s ob
tidos
Rar
a os
EU
A
ER
Er
Suíç
a*
-0,1
03
-0,0
54
Can
adá*
-0
,391
-0
,026
Ja
pão*
-0
,81
2,59
0 Fi
nlân
dia*
-0
,094
-0
,161
R
U**
-0
,635
5,
830
Ale
man
ha *
* -0
,805
0,
060
*Ela
stic
idad
es p
ara
café
em
pó.
**
Ela
stic
idad
es p
ara
café
sol
úvel
.
A v
ariá
vel
rend
a é
usad
a em
alg
uns
caso
s em
se
u in
vers
o, b
asea
do n
a pr
essu
posi
ção
de q
ue
o co
nsum
o de
caf
é te
nha
atin
gido
nív
eis
próx
imos
aos
de
satu
raçã
o. P
orta
nto,
ass
im
pens
ando
, esp
era-
se u
m s
inal
neg
ativ
o pa
ra o
co
efic
ient
e da
var
iáve
l ren
da, o
que
trad
uz e
m
elas
ticid
ade
posi
tiva,
por
tant
o re
vela
ndo-
se s
er
um p
rodu
to n
orm
al. P
ara
a re
nda
utili
zada
em
va
lore
s no
rmai
s, es
pera
-se
um c
oefic
ient
e po
sitiv
o, p
ois
se a
ssum
e qu
e é
um p
rodu
to
norm
al.
~ ~-
....
.. ~~
~~_._--_ .. ~~-
~~-_._---~---
Qua
dro
6 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
ext
erna
por
caf
é br
asil
eiro
Prin
cipa
is li
mita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
nív
eis
de s
igni
ficâ
ncia
do
spar
âmet
ros
estim
ados
A
s sé
ries
tem
pora
is u
tiliz
adas
no
traba
lho
são
de c
erta
form
a pe
quen
as, o
qu
e pa
rece
difi
culta
r ge
nera
lizaç
ões.
O
perío
do d
as e
stim
ativ
as v
aria
con
form
e o
país
ana
lisad
o, c
hega
ndo
a se
r so
men
te d
e 5
anos
a sé
rie c
omo
no c
aso
do R
eino
Uni
do. D
iant
e da
s es
timat
ivas
ap
rese
ntad
as, p
ode-
se o
bser
var q
ue o
te
ste
F fo
i sig
nific
ativ
o so
men
te a
5%
pa
ra F
inlâ
ndia
, Rei
no U
nido
e
Ale
man
ha q
uand
o an
alis
ado
o m
erca
do
de c
afé
solú
vel.
Para
est
es tr
ês m
erca
dos
não
houv
e re
sulta
dos
sign
ifica
tivos
até
5%
de
prob
abili
dade
nas
est
imat
ivas
t de
Stu
dent
. Par
a Su
íça,
Can
adá
e Ja
pão
rara
men
te s
e ob
serv
ou s
igni
ficân
cia
ao
níve
l de
I % d
e pr
obab
ilida
de, e
em
algu
ns c
asos
não
hou
ve r
esul
tado
s si
gnifi
cativ
os p
ara
o te
ste
t, co
mo
na
estim
ativ
a do
par
âmet
ro p
reço
. O
s da
dos
disp
onív
eis
impõ
em c
erta
s lim
itaçõ
es n
o m
odel
o. A
s sé
ries
têm
di
fere
ntes
tam
anho
s pa
ra o
s pa
íses
es
tuda
dos.
Não
são
apr
esen
tado
s to
dos
os r
esul
tado
s da
s re
gres
sões
-os
om
itido
s co
ncor
dam
com
out
ros
traba
lhos
.
00
N
Peri
odo
Mod
elo
Pri
ncip
ais
conc
lusõ
es a
res
peito
de
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
Alm
eida
Id
entif
icar
os
efei
tos
da
1970
-19
89
InX
D, =
bo +
blln
PX
t +
b2
InT
Série
s te
mpo
rais
R
' = 0
,509
3,
(199
3)
polít
ica
de
PWt
anua
is.
Tod
os o
s co
efic
ient
es a
pres
enta
ram
sin
ais
+ b
31nR
W, +
v],
Est
imat
iva
por
espe
rado
s, s
endo
os
mes
mos
est
atis
ticam
ente
m
ini d
esva
loriz
açõe
s ~endo q
ue:
MQ
O.
sign
ifica
tivos
a 1
%.
cam
biai
s br
asile
ira s
obre
X
D, =
Índi
ce d
e qu
antid
ade
Font
es:
FGV
, Ep
= -1
,549
4, o
u se
ja, a
dem
anda
ext
erna
de
dem
anda
da d
e ca
fé d
o B
rasi
l IB
GE
e IM
F ca
fé d
o B
rasi
l é e
lást
ica
em r
elaç
ão a
pre
ço.
a re
ceita
de
expo
rtaçõ
es
no m
erca
do m
undi
al
(Int
erna
tiona
l Er
= 2
,438
, o q
ue c
arac
teri
za u
ma
dem
anda
de c
afé.
Par
a ta
nto,
for
am
(198
5=10
0), n
o an
o t;
Fina
ncia
i ex
tern
a co
mo
send
o do
tipo
ren
da-e
lást
ica.
PX
, = Í
ndic
e de
pre
ço m
édio
St
atis
tics)
. re
aliz
adas
est
imat
ivas
da
real
de
café
do
Bra
sil
no
dem
anda
de
expo
rtaçã
o m
erca
do m
undi
al (
1985
=100
), no
ano
t;
de c
afé
do B
rasi
l. PW
, = Ín
dice
de
preç
o m
édio
re
al d
e ca
fé n
o m
erca
do
mun
dial
(19
85=1
00),
no a
no t;
T
= é
a v
ariá
vel t
empo
ou
tend
ênci
a, q
ue te
nta
capt
ar
mud
ança
s na
pre
ferê
ncia
dos
co
nsum
idor
es (
1970
=1,
1971
=2;
... ,
1989
=20)
; R
W, =
lndi
ce d
e re
nda
a pr
eços
con
stan
tes
dos
país
es
indu
stria
lizad
os (
1985
= 1 0
0),
no a
no t;
V
I =
err
o al
eató
rio .
..
Qua
dro
6 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
ext
erna
por
caf
é br
asil
eiro
Pri
ncip
ais
limita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
niv
eis
de s
igni
ficâ
ncia
do
s pa
râm
etro
s es
timad
os
A m
atriz
de
corr
elaç
ão li
near
ent
re a
s va
riáve
is i
nclu
ídas
na
equa
ção
estru
tura
l de
dem
anda
indi
cou
a pr
esen
ça d
e m
ultic
olin
earid
ade
alta
ent
re a
s va
riáve
is R
W, e
T. M
esm
o se
tend
o co
nhec
imen
to d
e qu
e a
mul
ticol
inea
ridad
e au
men
ta a
var
iânc
ia
dos
estim
ador
es, p
refe
riu-s
e m
ante
r a
equa
ção
em s
ua fo
rma
orig
inal
, ten
do
em v
ista
que
a li
tera
tura
esp
ecia
lizad
a in
form
a qu
e a
omis
são
de u
ma
variá
vel
impo
rtant
e in
trodu
z te
nden
cios
idad
e no
s pa
râm
etro
s es
timad
os.
Os
resu
ltado
s en
cont
rado
s ne
ste
estu
do
evid
enci
am q
ue o
utra
s va
riáve
is, a
lém
do
pre
ço, s
ão d
e su
ma
impo
rtânc
ia n
a de
term
inaç
ão d
as q
uant
idad
es d
e ca
fé
trans
acio
nada
s pe
lo B
rasi
l no
mer
cado
in
tern
acio
nal,
e qu
e, p
or e
sta
razã
o, n
ão
deve
m s
er n
eglig
enci
adas
, o q
ue s
eria
fe
ito s
e ad
miti
sse
a hi
póte
se d
e de
man
da
perf
eita
men
te e
lást
ica.
00
w
Peri
odo
Mod
elo
Pri
ncip
ais
conc
lusõ
es a
res
peito
de
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
Alv
im e
t E
stim
ar u
ma
equa
ção
de
1980
-20
01
Dex
p =
a +
Pl.P
Caf
é B
ras.
+
Série
s te
mpo
rais
R"
ajust.
= 0,
66.
a!. (
2003
) de
man
da g
loba
l de
P2
.PC
afé
Col
omb
+
anua
is.
Tod
os o
s co
efic
ient
es a
pres
enta
ram
sin
ais
P3.E
mun
dial
E
stim
ativ
a po
r es
pera
dos.
ex
porta
ções
bra
sile
iras
de
S.en
do q
ue:
MQ
O.
Ep =
-0,9
53 (
dado
s no
rmai
s) e
-1,1
6 (d
ados
café
em
grã
os.
Dex
p =
exp
orta
ções
Fo
ntes
: lo
garit
imiz
ados
) -
a de
man
da e
xter
na d
e ca
fé
bras
ileir
as d
e ca
fé v
erde
, em
A
BE
CA
FÉ
bras
ileir
o te
m s
e to
mad
o m
ais
elás
tica .
. sa
cas
de 6
0 kg
; (A
ssoc
iaçã
o Er
= 0,
42 (
dado
s lo
garim
izad
os)
e 0,
52 (
dado
s PC
afé
Brá
s =
pre
ço d
o ca
fé
Bra
sile
ira
dos
norm
ais)
o q
ue p
erm
ite d
izer
que
o c
afé
bras
ileir
o no
mer
cado
E
xpor
tado
res
de
expo
rtado
pel
o B
rasi
l é u
m b
em n
orm
al.
inte
rnac
iona
l, em
US$
/sac
as
Caf
é) e
FA
O
de 6
0 kg
; (F
ood
and
PCaf
é C
olom
b =
preç
o do
A
gric
ultu
ral
café
col
ombi
ano
no m
erca
do
Org
aniz
atio
n o
f in
tern
acio
nal e
m U
S$/s
acas
de
the
Uni
ted
60 k
g N
atio
ns).
Em
undi
al =
expo
rtaçõ
es
mun
diai
s de
caf
é, e
m s
acas
de
60 k
g.
O m
odel
o ta
mbé
m f
oi
estim
ado
com
dad
os to
mad
os
em l
ogar
itim
os n
eper
iano
s.
Qua
dro
6 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
ext
erna
por
caf
é br
asil
eiro
Pri
ncip
ais
limita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
nív
eis
de s
igni
ficâ
ncia
do
s pa
râm
etro
s es
timad
os
A v
ariá
vel
Em
undi
al f
oi s
igni
fica
tiva
a 10
% (
mod
elo
loga
ritim
izad
o) s
endo
os
dem
ais
parâ
met
ros
todo
s si
gnif
icat
ivos
a
5% e
a 1
% (m
odel
o no
rmal
e
loga
ritim
izad
o ).
As
elas
ticid
ades
enc
ontra
das
próx
imas
de
um
, est
ão a
ssoc
iada
s ao
fat
o do
pe
ríodo
em
aná
lise
ser
cara
cter
izad
o po
r pr
eços
dec
resc
ente
s do
caf
é e
por
polít
icas
agr
essi
vas
dos
país
es
prod
utor
es e
m e
xpor
tar
o pr
odut
o.
00
..j:
:>.
Perí
odo
Mod
elo
Pri
ncip
ais
conc
lusõ
es a
res
peito
de
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
Silv
a &
V
erifi
car
o im
pact
o de
19
61 -
2001
M
odel
o em
l2iri
co:
Série
s te
mpo
rais
N
ão f
oram
est
imad
as e
last
icid
ades
-pre
ço e
M
aia
choq
ues
na r
enda
ext
erna
,' (s
iste
ma
de e
quaç
ões)
an
uais
. D
ados
re
nda
da d
eman
da.
(200
3)
y'=
blO
+ b
lly'l-
k +
b12
TC
R, _ i
+
do I
PEA
, IB
GE
na ta
xa d
e câ
mbi
o re
al
blJP
'l-i +
b14
XI- i
+ e
ll eF
AO
_ D
ados
V
isto
que
as
variá
veis
são
co-
inte
grad
as o
u
efet
iva
e no
pre
ço d
e TC
R, =
b20
+ b
2Iy't
-i +
b22
TC
R
trans
form
ados
ap
rese
ntam
rel
ação
de
equi
líbrio
no
long
o I-k
+ b
23P'1
-i +
b24
X l-i
+ e2
1 em
loga
ritm
os_
praz
o, e
stim
ou-s
e um
mod
elo
V A
R (
I)
expo
rtaçã
o do
caf
é em
P'
I =
b30
+ b
3Iy'!
-Í +
bJ2
TC
R, - i
+
O si
stem
a nã
o su
bmet
ido
a co
rreç
ão d
e er
ros
e ob
serv
ou-s
e os
grão
s so
bre
as
b 3JP
'I-k
+ b
J4X
I- i +
eJI
pode
ser
gr
áfic
os d
e im
puls
o-re
spos
ta p
ara
anal
isar
a
X 1=
b40
+ b
4Iy'!
-Í +
b42
TCR
l-i
estim
ado
por
resp
osta
das
exp
orta
ções
de
café
a c
hoqu
es n
a ex
porta
ções
de
café
. +
b4J
P'I_i
+ b
44X
I_ k +
e.1
MQ
O, p
ois
os
rend
a ex
tern
a, ta
xa d
e câ
mbi
o re
al e
fetiv
a e
no
Send
o:
choq
ues
pode
m
preç
o de
exp
orta
ção
do c
afé
em g
rãos
. y'
= re
nda
exte
rna
ter
efei
tos
Foi r
ealiz
ado
o te
ste
de r
aiz
unitá
ria
(impo
rtaçõ
es m
undi
ais)
; co
ntem
porâ
neos
(A
ugm
enfe
d D
íkey
-Ful
ler)
e te
ste
de c
o-T
CR
= ín
dice
de
câm
bio
real
; di
reto
s e
inte
graç
ão (
Joha
nsen
-Jus
elíu
s)_
P' =
pre
ço d
e ex
porta
ção
do
indi
reto
s so
bre
café
em
grã
o;
as v
ariá
veis
. O
Xt
= v
alor
da
expo
rtaçõ
es d
e si
stem
a fo
i ca
fé e
m m
ilhõe
s de
dól
ares
. tra
nsfo
rmad
o em
um
vet
or a
uto-
r~es
siv(
).
Qua
dro
6 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
ext
erna
por
caf
é br
asil
eiro
Pri
ncip
ais
limita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
nív
eis
de s
igni
ficâ
ncia
do
s pa
râm
etro
s es
timad
os
Est
e tra
balh
o ut
iliza
um
a m
etod
olog
ia
adeq
uada
par
a lid
ar c
om o
pro
blem
a da
es
taci
onar
ieda
de d
as s
érie
s te
mpo
rais
ec
onôm
icas
. Po
rém
, o m
odel
o em
píric
o es
timad
o ag
rega
o v
alor
das
exp
orta
ções
m
undi
ais
não
send
o ob
jetiv
o do
trab
alho
fa
zer
infe
rênc
ias
isol
adas
dos
mer
cado
s co
nsum
idor
es_
----------
--------
--------------------~
00
V
l
Perí
odo
Mod
elo
Pri
ncip
ais
conc
lusõ
es a
res
peito
de
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
Via
na e
t a!.
Ana
lisar
a se
nsib
ilida
de
1975
-20
00
Mod
elos
em
níric
os:
Série
s te
mpo
rais
O
trab
alho
est
ima
elas
ticid
ades
de
subs
titui
ção
(200
3)
da d
eman
da in
tern
acio
nal
In Q
i = In
b i +
InPi
+ In
(e);
anua
is.
Dad
os d
a (e
last
icid
ades
-pre
ços
dire
tas
e cr
uzad
as)
In Q
i = In
b i +
InPi
+ In
Yi+
O
IC,F
AO
, pr
opos
tas
por
Arm
ingt
on e
equ
açõe
s de
pe
los
dife
rent
es ti
pos
de
In(e
); FG
V,I
FS
dem
anda
tota
l de
im
porta
ções
(a
parti
r de
ond
e
café
, nos
dife
rent
es
In Q
i = In
b i +
InPi
+ In
(Qi),
-I+
(lnt
erna
tiona
l sã
o ob
tidas
ela
stic
idad
es-p
reço
dire
tam
ente
-In
(e);
Fin
anci
ai
pela
esp
ecifi
caçã
o du
plo-
loga
rítm
ica
dos
mer
cado
s, às
alte
raçõ
es
In Q
i = In
b i +
InPi
+ In
Yi +
St
atis
tics)
e IM
S m
odel
os).
de p
reço
s, co
nsid
eran
do
In(Q
i)l-l+
In(
e)
(Int
erna
tiona
l Fo
i obs
erva
da p
ouca
sub
stitu
ição
ent
re c
afés
se
ndo
que:
M
onet
ary
Fun
d)
das
dife
rent
es o
rigen
s qu
ando
há
alte
raçõ
es d
e um
a di
fere
ncia
ção
do
Qi =
dem
anda
par
a ca
fé p
ara
Est
imat
iva
por
preç
os r
elat
ivos
. O
s pa
íses
impo
rtado
res
leva
m
prod
uto
conf
orm
e o
país
um
paí
s i;
MQ
O.
em c
onsi
dera
ção
a re
gião
ou
o pa
ís d
e P i
'" ín
dice
de
preç
o no
paí
s i;
proc
edên
cia
e ao
invé
s de
sub
stitu
tos
perf
eito
s,
ou r
egiã
o ex
porta
dora
. Y
i = re
nda
no p
aís
i; os
caf
és c
om o
rigem
nas
dife
rent
es r
egiõ
es,
Zi =
variá
vel d
umm
y do
sã
o co
mpl
emen
tare
s ne
sses
mer
cado
s. de
sloc
ador
no
país
i;
País
Ep
Er
EU
A
-0,0
17
0,14
9 A
lem
anha
-0
,356
-0
,354
Ja
pão
0,18
9 1,
095
Fran
ça
-0,1
52
0,71
7 Itá
lia
-0,5
62
0,41
3 E
span
ha
-0,3
45
0,04
4 H
olan
da
1,38
2 -0
,018
In
glat
erra
-0
,104
1,
481
L ..
....
...
Can
adá
-0,2
7:3
._
c..-º
J8_2
_ .. _
_
----
Qua
dro
6 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
ext
erna
por
caf
é br
asil
eiro
Prin
cipa
is li
mita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
nív
eis
de s
igni
ficã
ncia
do
s pa
râm
etro
s es
timad
os
Para
cor
rigir
a au
toco
rrel
ação
nos
m
odel
os e
stim
ados
(de
term
inad
a pe
lo
test
e de
Dur
bin-
Wat
son
e te
ste
h de
D
urbi
n -
mai
s ad
equa
do p
ara
mod
elos
co
m v
ariá
vel
depe
nden
te d
efas
ada
com
o va
riáve
l ex
plic
ativ
a) f
oi u
tiliz
ado
o pr
oced
imen
to d
e C
ochr
ane-
Orc
utt.
O u
so d
a va
riáve
l de
fasa
da f
oi c
ontrá
rio
à te
oria
som
ente
na
estim
ativ
a pa
ra a
Itá
lia, p
erm
itind
o di
zer
que
a de
man
da
não
se a
just
a de
mod
o in
stan
tâne
o, e
m
face
de
varia
ções
de
preç
os d
e im
porta
ção
do c
afé
e ní
veis
de
rend
a. 0
0
0\
Aut
ores
Car
valh
o (1
974)
Obj
etiv
o
Est
ima
funç
ões
de
dem
anda
inte
rna
de c
afé.
Peri
odo
anal
isad
o
1964
-197
1
Mod
elo
Yt=
aO+
al Z
lt+
a2Z
2t+
...
+ a
9 Z
9t
Y, =
con
sum
o de
caf
é pe
r ca
pita
Z
I t =
pre
ço c
orrig
ido
do c
afé;
Z2
t = s
alár
io m
ensa
l co
rrig
ido;
ZJ
t "" p
reço
do
leite
cor
rigid
o;
Z.t
= p
reço
cor
rigid
o do
aç
úcar
Z
st=
Y'.I
; l,;
t = v
ariá
vel
artif
icia
l in
dica
dora
de
esta
cion
alid
ade;
Z7
t = te
mpe
ratu
ra m
édia
do
ambi
ente
; Za
t = v
ariá
vel
artif
icia
l in
dica
dora
de
dire
ção
da
varia
ção
em p
reço
do
café
; Z9
t = v
ariá
vel
artif
icia
l in
dica
dora
de
tend
ênci
a.
Dad
os e
font
e P
rinc
ipai
s co
nclu
sões
a r
espe
ito d
e el
astic
idad
e-pr
eço
e re
nda
da d
eman
da
Série
s te
mpo
rais
D
eman
da i
nter
na é
pre
ço-i
nelá
stic
a e
rend
a-an
uais
per
in
elás
tica.
ca
pita
. Fo
ntes
: M
elho
r aj
uste
: A
nuár
io
***
*.*
Est
atís
tico
do
Yt =
3,19
3 -1
,123
Zlt
+ 0
,016
Z2t
-1,1
65Z
3t
!BC
e F
GV
par
a +
o
!PC
. **
**
*
0,15
2 Z
;t +
O, 1
39l,
;t -
0,00
1 Z7
t -0,
089Z
st +
**
* 0,
081
Z9t,
send
o qu
e:
* = s
igni
ficat
ivo
a 10
%
** =
sig
nific
ativ
o a
5%
*** =
sig
nific
ativ
o a
1%.
R2 =6
4%1F
sig
n.I%
IDW
=I,4
95/
A v
ariá
vel Z
4t f
oi e
xclu
ída
do m
odel
o po
r nã
o te
r si
do
sign
ific
ativ
a em
ne
nhum
a da
s eq
uaçõ
es
e po
r ai
nda
se
ter
cria
do
mul
ticol
inea
ridad
e.
Mod
elo
Util
izad
o L
inea
r Lo
g Se
rni-l
og
Cur
to p
razo
I>p
-0
,13
-0,0
9 -0
,08
I>r
0,26
0,
27
0,08
I>
cruz
ada
-0,0
6 0,
08
0,05
Lo
ngo
praz
o ep
-0
,15
-0,1
8 -0
,22
er
0,31
0,
54
0,22
e
cruz
ada
0,07
0,
16
0,14
Qua
dro
7 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
inte
rna
de c
afé
no B
rasi
l
Pri
ncip
ais
limita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
niv
eis
de s
igni
ficâ
ncia
dos
I p
arâm
etro
s es
timad
os
o pr
eço
do le
ite, p
reço
do
açúc
ar e
co
nsum
o em
t-l
for
am n
ão s
igni
ficat
ivos
. O
sal
ário
foi
usad
o co
mo
indi
cado
r de
re
nda
per
capi
ta c
orrig
ida.
Os
resu
ltado
s es
tátic
os c
om a
var
iáve
l sal
ário
for
am
mel
hore
s do
que
util
izan
do r
enda
per
ca
pita
cor
rigid
a.
O c
oefic
ient
e de
reg
ress
ão p
arci
al d
a va
riáve
l pr
eço
do a
çúca
r (Z
.t) n
ão f
oi
sign
ifica
tivo
em n
enhu
ma
das
equa
ções
aj
usta
da e
xcet
o em
um
a on
de s
e cr
iou
o pr
oble
ma
de m
ultic
olin
earid
ade.
Est
a va
riáve
l fo
i elim
inad
a do
mod
elo,
por
tais
ra
zões
. Po
r ra
zões
est
atís
ticas
(m
elho
res
ajus
tes)
us
ou-s
e o
salá
rio m
ínim
o co
rrig
ido
com
o um
in
dica
dor
da
rend
a re
al
dos
cons
umid
ores
, m
uito
em
bora
sa
ibam
os
que
apen
as p
arte
da
popu
laçã
o e
da f
orça
de
tra
balh
o te
nha
rend
a eq
uiva
lent
e ao
sa
lário
mín
imo.
A
ela
stic
idad
e de
lo
ngo
praz
o si
gnif
ica
que
se
o co
nsum
idor
tiv
esse
pr
azo
sufic
ient
emen
te
dila
tado
pa
ra
faze
r aj
usta
men
to c
ompl
eto
em s
eus
hábi
tos
de
cons
umo,
o e
feito
tot
al d
e um
a va
riaçã
o de
10%
no
preç
o do
caf
é co
rres
pond
eria
a
uma
varia
ção
no s
entid
o in
vers
o da
ord
em
de x
%
no
níve
l do
co
nsum
o an
ual
per
capi
ta d
e ca
fé.
00
-..
..)
Perí
odo
Mod
elo
Pri
ncip
ais
conc
lusõ
es a
res
peito
de
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
Mar
ques
E
stim
a eq
uaçõ
es d
e 19
60-1
981
Cpc
= b l
+ b
2Prt
+ b
3Prs
+
Série
s te
mpo
rais
R
' = 90
% e
F si
gnifi
cativ
o a
1%.
(198
4)
dem
anda
inte
rna
de c
afé
b 4Pr
ts +
bjY
+ b
6U +
bsT
+
anua
is p
er
torr
ado
e m
oído
. b 9
DI
+ b
lOD2
+ b
IlD3+
U
capi
ta
A E
p da
dem
anda
é e
stat
istic
amen
te d
ifere
nte
Font
e: I
BC
, no
s do
is p
erío
dos
anal
isad
os:
Cpc
= co
nsum
o pe
r ca
pita
de
AB
IC,F
GV
, I)
196
0 a
1971
-Ep
= -0
,035
ca
fé to
rrad
o e
moí
do;
IBG
E,
2) 1
972
a 19
81 -
Ep =
-0,1
28
Prt =
pre
ço r
eal d
o ca
fé
Ep m
édia
dos
doi
s pe
ríodo
s =
-0,
059,
sen
do a
to
rrad
o;
As
estim
ativ
as
dife
renc
iaçã
o do
con
sum
o fe
ita n
o in
terc
epto
Pr
s =
pre
ço r
eal d
o ca
fé
fora
m r
ealiz
adas
da
fun
ção.
so
lúve
l; co
m d
ados
O
aut
or e
ncon
tra c
oefic
ient
es n
egat
ivos
e
Prts
= rel
ação
de
preç
os e
ntre
lo
garit
miz
ados
si
gnifi
cativ
os d
a va
riáve
l re
nda
real
(-0
,404
e
café
torr
ado
e so
lúve
l; ut
iliza
ndo
o -0
,633
), m
as q
uest
iona
seu
s re
sulta
dos
com
Y
= r
enda
rea
l pe
r ca
pita
; m
étod
o de
pr
oble
mas
de
mul
ti co l
inea
ridad
e.
U =
gra
u de
urb
aniz
ação
; M
QO
e p
elo
T =
ten
dênc
ia;
Mét
odo
DI
= d
umm
y de
int
erce
pto
Itera
tivo
de
para
pol
ítica
do
gove
rno;
C
ochr
ane-
Orc
utt
D2
= du
mm
y pa
ra
(CO
RC
). de
cliv
idad
e do
pre
ço r
eal d
o ca
fé;
D3
= d
umm
y pa
ra p
reço
s re
lativ
os.
Qua
dro
7 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
inte
rna
de c
afé
no B
rasi
l
Pri
ncip
ais
limita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
nív
eis
de s
igni
ficâ
ncia
dos
pa
râm
etro
s es
timad
os
Alg
umas
est
imat
ivas
que
apr
esen
tara
m
auto
corr
elaç
ão e
ntre
os
resí
duos
for
am
subm
etid
as a
o pr
oced
imen
to d
e C
ochr
ane-
Orc
utt.
A v
ariá
vel
preç
o do
caf
é so
lúve
l ap
rese
ntou
-se
com
bai
xo p
oder
ex
plic
ativ
o pr
ovav
elm
ente
por
ser
pe
quen
a a
parti
cipa
ção
do c
onsu
mo
do
café
sol
úvel
em
rel
ação
ao
café
torr
ado.
A v
ariá
vel
rend
a re
al n
ão a
pres
ento
u bo
ns
resu
ltado
s.
00
0
0 I
Peri
odo
Mod
elo
Pri
ncip
ais
conc
lusõ
es a
res
peito
de
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
Cos
ta &
E
stim
a eq
uaçõ
es d
e 19
70-2
000
Dp
-b l
+ b
2Pt +
b3P
s +
Sé
ries
tem
pora
is
O a
utor
util
iza
um m
odel
o se
mel
hant
e pa
ra
Silv
a de
man
da in
tern
a de
caf
é b 4
PIB
pc +
b;M
u +
b6D
"1 +
an
uais
per
es
timar
a d
eman
da in
tern
a da
indú
stria
de
(200
3)
torr
ado
e so
lúve
L b 8
D)
+ b
9D2
+ U
ca
pita
so
lúve
l pe
lo c
afé
coni
llon.
se
ndo:
Fo
nte:
AB
IC,
R2 =
90%
e F
sign
ifica
tivo
a 1 %
. D
p =
dem
anda
de
café
ará
bica
IP
EA, I
BG
E,
A E
p es
timad
a pa
ra a
dem
anda
de
café
torr
ado
verd
e pe
r ca
pita
pel
a FA
O.
(-0,
069)
foi
sig
nifi
cativ
a a
10%
de
indú
stria
de
torr
efaç
ão;
As
estim
ativ
as
prob
abili
dade
. Pt
= p
reço
do
café
torr
ado;
fo
ram
rea
lizad
as
Ps =
preç
o do
caf
é so
lúve
l; na
form
a du
plo-
PIB
pc =
PIB
per
cap
ita;
loga
rítm
ica
por
Mu
= pa
rtici
paçã
o da
mul
her
MQ
O.
na f
orça
bru
ta d
e tra
balh
o (o
/o/a
no);
D,.)
= d
eman
da d
efas
ada
de 1
pe
ríodo
; D
I =d
um
my
para
impl
anta
ção
do s
elo
AB
IC;
D2 =
dum
my
para
Pla
no R
eal;
Qua
dro
7 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
dem
anda
inte
rna
de c
afé
no B
rasi
l
Prin
cipa
is li
mita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
niv
eis
de s
igni
ficâ
ncia
dos
pa
râm
etro
s es
timad
os
A v
ariá
vel
PIB
pc f
oi e
xclu
ída
do m
odel
o po
r ter
apr
esen
tado
um
a al
ta c
orre
laçã
o co
m o
utra
s va
riáve
is.
O a
utor
res
salta
que
as
inf
erên
cias
sob
re o
impa
cto
do P
lano
R
eal (
capt
ados
pel
a va
riáve
l dum
my
2) s
ão
limita
das.
A
s es
timat
ivas
na
form
a lo
garít
mic
a fo
ram
m
elho
res
e ai
nda
indi
cam
dire
tam
ente
as
elas
ticid
ades
.
00
\O
I
Peri
odo
Mod
elo
Prin
cipa
is c
oncl
usõe
s a
resp
eito
de
Aut
ores
O
bjet
ivo
Dad
os e
font
e an
alis
ado
elas
ticid
ade-
preç
o e
rend
a da
dem
anda
Hop
p&
Est
imar
os
fato
res
que
1882
-194
9 X
l =
a +
~IX
l +
~2X3+ ~
3)(,
; Sé
ries
OB
S: a
var
iáve
l X
l es
timad
a po
de s
er
Foot
e af
etam
o p
reço
do
café
X
I=
tem
pora
is.
inte
rpre
tada
com
o um
ind
icat
ivo
de q
uão
caro
(1
955)
V
alor
méd
io d
as i
mpo
rtaç
ões
' Fo
nte:
é
o ca
fé, d
epoi
s de
con
side
rar
a qu
antid
ade
de
verd
e m
undi
al.
rend
a pe
r cap
ita
His
toric
al
dóla
res
que
as p
esso
as tê
m p
ara
gast
ar c
om
em lo
garit
mo;
St
atis
tics
of th
e to
dos
itens
. U
nite
d St
ates
, N
ão e
stim
a Ep
e E
r. O
s co
efic
ient
es e
stim
ados
X
l =
Est
oque
mun
dial
no
ano
' 17
89-1
945.
nã
o po
dem
ser
inte
rpre
tado
s co
mo
pric
e im
porta
ção
méd
ia( 5
ano
s)
flex
ibil
itie
s, d
evid
o ao
s de
flato
res
utili
zado
s co
m r
azão
mul
tiplic
ado
por
nas
variá
veis
dep
ende
ntes
e in
depe
nden
tes.
10 e
m lo
garit
mo;
R
l=0
,70
X
3=
X
I =
1,9
9 -
0,36
Xl-
0,42
X3
-0,
0045
)(,;
Prod
ução
exp
ortá
vel
do B
rasi
l '
Os
sina
is d
e X
2 e
X3
são
coer
ente
s co
m o
s m
édia
bra
sile
ira e
xpor
tada
(5 a
nos)
es
pera
dos
e sã
o si
gnifi
cativ
amen
te d
ifere
ntes
com
raz
ão m
ultip
licad
o po
r de
zer
o.
10 e
m lo
garit
mo;
)(
,; =
Tem
po (
ano
corr
ente
-18
82)
Mes
quita
T
esta
a in
fluên
cia
das
1970
-199
6 P I
-f(Q
t'),
Q,',
D",
D",
T,U
,) Sé
ries
tem
pora
is
Não
est
ima
a Ep
da
dem
anda
, som
ente
(2
000)
va
riáve
is o
ferta
e
Send
o qu
e:
anua
is.
Foi
elas
ticid
ades
na
trans
mis
são
de p
reço
s. P I
=
pre
ço p
ago
ao p
rodu
tor
utili
zado
o
Con
clus
ões:
de
man
da m
undi
ais
na
bras
ileiro
; m
étod
o do
s A
ofe
rta e
a d
eman
da s
ão im
porta
ntes
na
dete
rmin
ação
do
preç
o Q,
D ""
cons
umo
mun
dial
no
mín
imos
de
term
inaç
ão d
o pr
eço,
não
tend
o si
do
tem
po t;
qu
adra
dos
cons
tata
da c
ausa
lidad
e no
sen
tido
Bol
sa d
e pa
go a
o pr
odut
or
Q,s
= p
rodu
ção
mun
dial
no
ordi
nário
s na
N
ew Y
ork
para
o m
erca
do b
rasi
leiro
. Ass
im
bras
ileiro
, ao
mes
mo
tem
pot;
estim
ação
. se
ndo,
nen
hum
a fo
rma
de m
anip
ulaç
ão d
e D
e =
var
iáve
l dum
my
preç
os f
oi o
bser
vada
te
mpo
em
que
se
aval
iou
refe
rent
e ao
clim
a;
Rl =
0,64
3. O
test
e F
indi
cou
que
as v
ariá
veis
a ex
istê
ncia
de
DP =
variá
vel d
umm
y in
depe
nden
tes
utili
zada
s sã
o im
porta
ntes
par
a re
fere
nte
a m
ecan
ism
os d
e ex
plic
ar a
var
iáve
l ind
epen
dent
e. O
test
e de
ca
usal
idad
e na
re
gula
ção
de p
reço
s;
DW
não
det
ecto
u pr
esen
ça d
e pe
rturb
açõe
s
trans
mis
são
de p
reço
s T
= va
riáve
l ten
dênc
ia;
auto
-reg
ress
ivas
. U
, = er
ro a
leat
ório
. en
tre a
bol
sa d
e N
Y e
o
prod
utor
bra
sile
iro.
~-
----------------
-------
-
Qua
dro
8 -
Tra
balh
os q
ue e
stim
aram
equ
açõe
s de
det
erm
inaç
ão d
e pr
eço
de c
afé
Prin
cipa
is li
mita
ções
do
trab
alho
a
resp
eito
dos
nív
eis
de s
igni
ficâ
ncia
dos
pa
râm
etro
s es
timad
os
A v
ariá
vel d
umm
y re
fere
nte
aos
mec
anis
mos
de
regu
laçã
o m
ostro
u-se
não
si
gnifi
cativ
a.
O si
nal p
ositi
vo o
bser
vado
par
a a
variá
vel
dum
my
tend
ênci
a in
dica
que
est
á ha
vend
o cr
esci
men
to d
e pr
eços
, con
side
rand
o o
perío
do c
omo
um to
do. E
ssa
variá
vel
visa
ca
ptar
os
efei
tos
de f
ator
es d
iver
sos
que
não
fora
m i
nclu
ídos
no
mod
elo,
com
o re
nda
e há
bito
de
cons
umid
ores
, te
cnol
ogia
, etc
.
!
'-O
o
ANEXOB
As legendas descritas a seguir referem-se às abreviações das variáveis associadas aos
dados apresentados nas tabelas 10 a 15, a seguir:
Y = Importações de café verde do país i provenientes do Brasil (em sacas);
91
Ypc = Importações de café verde do país i provenientes do Brasil, em termos per capita
(kg café verdelhabitante/ano);
Pr = Preço do café verde brasileiro exportado para o país i (US$/saca);
Pib = Índice real do PIB;
Pibpc = Índice real do PIB em termos per capita;
Pcs = Preço do café substituto ao café brasileiro no país i (US$/saca);
Pio = Preço de importação de outras bebidas não alcoólicas pelo país i (US$/kg);
Peo = Preço de exportação de outras bebidas não alcoólicas pelo país i (US$/kg);
Pic = Preço de importação de chá pelo país i (US$/kg);
Pec = Preço de exportação de chá pelo país i (US$/kg);
Pis = Preço de importação de suco de laranja pelo país i (US$/kg);
Pes = Preço de exportação de suco de laranja pelo país i (US$/kg);
Mo = Média aritmética dos preços de importação e exportação de outras bebidas não
alcoólicas pelo país i (US$/kg);
Mc = Média aritmética dos preços de importação e exportação de chá pelo país
(US$/kg);
Ms = Média aritmética dos preços de importação e exportação de suco de laranja pelo
país i (US$/kg);
Cpc = Consumo brasileiro de café verde em termos per capita;
Pr = Preço recebido pelo produtor paulista pela saca de café de 60 kg beneficiada (R$
deflaciónados pelo IGP-DI, agosto de 1994 = 100);
Pibpc = PIB brasileiro em termos per capita;
Os valores de Pcs, Pio, Peo, Pic, Pec, Pis, Pes, Mo, Mc e Ms foram deflacionados pelo
IPA - EUA (base 1995 = 100),
92
Tabela 10. Dados utilizados nas regressões da demanda dos EUA por café brasileiro
Ano
1961
1962
1963
1964
1965
1966
1967
1968
1969
1970
1971
1972
1973
1974
1975
1976
1977
1978
1979
1980
1981
Y Ype Pr PIB
8.592.000 2,73 169,36 31,87
8.158.000 2,55 158,05 33,81
8.817.000 2,72 153,53 35,29
6.349.000 1,93 208,10 37,33
6.013.674 1,81 202,87 39,73
6.767.384 2,01 176,06 42,32
6.524.156 1,92 164,69 43,39
7.967.780 2,32 157,04 45,48
6.027.068 1,74 155,94 46,88
4.952.169 1,41 213,35 46,96
5.847.341 1,65 145,22 48,54
6.011.262 1,69 174,58 51,11
4.838.624 1,34 186,41 54,05
2.715.466 0,75 169,81 53,78
3.431.063 0,94 123,37 53,68
3.559.372 0,96 339,78 56,54
1.737.597 0,46 516,29 59,15
2.842.935 0,75 332,86 62,44
2.011.933 0,53 332,28 64,41
3.390.448 0,88 254,38 64,27
2.955.261 0,76 134,30 65,89
PIBpe
45,50
47,55
48,92
51,07
53,68
56,53
57,36
59,54
60,79
60,33
61,79
64,46
67,54
66,57
65,82
68,65
71,12
74,32
75,90
74,97
76,08
Pcs Pio Peo Mo Pie Pee Me Pis Pes Ms
169,70 0,33 0,23 0,28 1,10 4,97 3,03 0,00 0,78 0,39
159,14 0,35 0,21 0,28 1,03 5,18 3,10 0,00 0,64 0,32
161,18 0,30 0,22 0,26 1,02 7,24 4,13 0,44 0,90 0,67
206,34 0,31 0,23 0,27 0,99 5,51 3,25 0,67 0,94 0,81
188,03 0,31 0,29 0,30 0,97 2,52 1,74 0,40 0,78 0,59
183,33 0,29 0,10 0,20 0,95 1,72 1,33 0,21 0,75 0,48
170,45 0,00 0,26 0,13 0,90 2,55 1,72 0,28 0,60 0,44
166,58 0,00 0,25 0,13 0,86 2,08 1,47 0,28 0,69 0,49
154,48 0,00 0,25 0,13 0,83 2,73 1,78 0,38 0,77 0,57
194,08 0,00 0,24 0,12 0,84 2,08 1,46 0,58 0,63 0,60
187,91 0,00 0,24 0,12 0,90 2,90 1,90 0,32 0,71 0,52
180,10 0,00 0,24 0,12 0,91 3,27 2,09 0,36 0,77 0,56
202,82 0,00 0,23 0,11 0,88 3,40 2,14 0,35 0,74 0,54
184,41 0,00 0,29 0,15 0,98 2,31 1,64 0,37 0,78 0,57
172,76 0,00 0,41 0,21 1,22 2,45 1,83 0,30 0,84 0,57
256,63 0,00 0,41 0,20 1,16 3,56 2,36 0,29 0,82 0,55
499,45 0,00 0,47 0,24 1,90 3,73 2,82 0,56 1,01 0,78
373,17 0,00 0,55 0,27 1,66 3,79 2,73 0,65 1,82 1,23
309,86 0,00 4,14 2,07 1,58 4,05 2,81 0,62 1,82 1,22
306,03 0,00 0,30 0,15 1,55 4,38 2,97 0,60 1,36 0,98
216,30 0,00 0,11 0,06 1,54 5,12 3,33 0,70 1,33 1,02
1982 3.559.496 0,90 160,59 64,61 73,84 203,34 0,00 0,50 0,25 1,55 5,50 3,53 0,73 1,47 1,10
1983 3.370.637 0,85 177,85 67,53 76,39 211,26 0,63 0,52 0,57 1,91 5,63 3,77 0,78 1,34 1,06
1984 3.916.918 0,97 198,75 72,38 81,05 223,32 0,67 0,49 0,58 2,52 6,31 4,41 1,05 1,57 1,31
1985 4.442.141 1,09 165,58 75,37 83,56 226,56 0,51 0,54 0,53 2,32 6,49 4,40 1,11 1,59 1,35
1986 1.669.056 0,41 287,48 77,99 85,62 282,49 0,76 0,59 0,68 1,68 5,39 3,53 0,68 1,28 0,98
1987 4.079.141 0,99 139,18 80,62 87,66 182,45 0,72 0,58 0,65 1,58 5,63 3,60 0,83 1,33 1,08
1988 3.968.427 0,95 150,17 83,95 90,41 194,09 0,74 0,51 0,63 1,63 6,10 3,86 1,28 1,59 1,44
1989 3.810.209 0,90 104,91 86,92 92,69 145,66 0,81 0,31 0,56 1,68 5,27 3,48 1,05 1,58 1,31
1990 4.094.958 0,96 64,40 88,56 93,49 115,54 0,87 0,38 0,62 1,84 4,91 3,37 1,27 1,46 1,37
1991 4.797.611 1,11 64,25 88,41 92,36 119,83 0,86 0,38 0,62 1,65 4,96 3,30 0,80 1,43 1,12
1992 3.708.327 0,85 63,87 91,35 94,41 87,46 0,83 0,35 0,59 1,60 4,50 3,05 0,82 1,43 1,13
1993 3.443.806 0,78 62,95 93,79 95,88 91,80 0,86 0,36 0,61 1,63 4,30 2,96 0,72 1,50 1,11
1994 2.610.695 0,59 62,15 97,56 98,64 185,05 0,81 0,35 0,58 1,58 5,17 3,37 0,72 2,19 1,46
1995 2.056.132 0,46 60,00 100,00 100,00 212,86 0,76 0,34 0,55 1,61 4,68 3,14 0,83 2,25 1,54
1996 2.009.876 0,44 58,63 103,70 102,57 150,49 0,75 0,39 0,57 1,63 4,62 3,12 0,95 2,13 1,54
1997 2.228.056 0,48 58,66 108,36 106,01 207,60 0,70 0,43 0,56 1,82 3,66 2,74 0,78 1,83 1,31
1998 2.851.545 0,61 60,16 112,89 109,25 184,84 0,69 0,46 0,57 1,88 3,56 2,72 0,85 1,89 1,37
1999 4.696.196 1,00 59,66 117,91 112,88 146,95 0,74 0,45 0,59 1,78 3,44 2,61 0,79 1,94 1,37
2000 2.297.820 0,48 56,40 122,23 115,77 112,29 0,76 0,44 0,60 1,83 4,08 2,96 0,73 1,91 1,32
2001 2.796.650 0,58 55,78 122,85 115,14 72,38 0,78 0,50 0,64 1,79 3,97 2,88 0,69 1,95 1,32
2002 4.951.463 1,02 57,09 125,54 116,44 70,70 0,72 0,54 0,63 0,00 4,16 2,08 0,00 1,62 0,81
Fontes: Brasil (2003), IPEA (2003) e FAO (2003)
93
Tabela 11. Dados utilizados nas regressões da demanda da Alemanha por café brasileiro
Ano
1961
1962
1963
1964
1965
1966
1967
1968
1969
1970
1971
1972
1973
1974
1975
1976
1977
1978
1979
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
Y Ype Pr PIB
736.000 0,60 174,36 34,81
799.000 0,65 162,33 36,45
1.180.000 0,95 158,32 37,52
827.000 0,66 211,88 39,94
975.000 0,77 211,27 42,03
949.429 0,74 186,69 43,25
928.429 0,72 170,15 43,14
1.087.723 0,84 160,94 45,53
1.144.828 0,88 162,44 48,95
1.031.232 0,79 211,29 51,37
1.053.163 0,81 153,80 52,88
1.296.479 0,99 179,76 55,16
1.412.770 1,08 192,17 57,82
723.229 0,55 156,42 58,00
996.225 0,76 133,77 57,27
1.321.304 1,01 311,49 60,08
942.813 0,72 500,47 61,90
974.076 0,74 323,27 63,79
1.041.992 0,80 296,08 66,51
1.379.842 1,06 237,06 67,16
1.431.684 1,10 127,51 67,25
2.139.880 1,65 138,16 66,55
1.872.228 1,44 147,10 67,71
1.511.688 1,17 192,07 69,62
1.507.559 1,16 167,61 71,21
321.660 0,25 316,77 72,86
1.154.017 0,89 145,93 73,86
1.578.554 1,21 161,11 76,52
1.600.144 1,22 110,42 79,33
1.306.871 0,99 88,19 83,89
1.903.412 1,43 88,44 94,98
PIBpe
38,71
40,19
41,00
43,28
45,18
46,16
45,74
47,99
51,34
53,66
55,08
57,34
60,04
60,20
59,44
62,38
64,31
66,33
69,25
70,05
70,30
69,75
71,12
73,21
74,85
76,42
77,18
79,57
82,03
86,24
97,06
Pcs Pio Peo Mo Pie Pee Me Pis Pes Ms
238,73 0,09 0,06 0,08 1,25 1,72 1,48 0,00 0,00 0,00
221,44 0,24 0,18 0,21 1,17 1,65 1,41 0,00 0,00 0,00
217,31 0,18 0,23 0,21 0,90 1,61 1,25 0,00 0,00 0,00
227,52 0,18 0,23 0,21 0,89 1,60 1,25 0,00 0,00 0,00
239,68 0,22 0,28 0,25 0,89 1,71 1,30 0,00 0,00 0,00
228,04 0,22 0,29 0,25 0,87 1,74 1,30 0,81 1,61 1,21
208,26 0,21 0,27 0,24 0,89 1,83 1,36 0,67 1,00 0,84
206,83 0,19 0,23 0,21 0,91 1,72 1,31 0,80 1,29 1,04
197,41 0,22 0,22 0,22 1,01 1,79 1,40 0,79 0,36 0,57
238,61 0,23 0,28 0,26 0,92 1,49 1,20 0,46 0,91 0,69
219,79 0,22 0,29 0,26 0,88 1,96 1,42 0,43 1,18 0,80
226,38 0,21 0,32 0,27 0,83 2,41 1,62 0,71 2,10 1,40
251,66 0,22 0,40 0,31 0,77 2,48 1,63 0,65 1,95 1,30
225,02 0,22 0,41 0,32 0,77 2,38 1,58 0,77 1,22 0,99
190,90 0,26 0,42 0,34 0,81 2,77 1,79 0,70 0,48 0,59
311,66 0,27 0,42 0,34 0,82 2,68 1,75 0,55 0,27 0,41
568,29 0,34 0,56 0,45 0,80 3,65 2,22 0,72 0,35 0,53
424,97 0,43 0,58 0,50 0,87 4,40 2,63 1,07 0,38 0,73
352,72 0,47 0,57 0,52 0,92 4,04 2,48 1,03 0,40 0,72
323,49 0,52 0,60 0,56 0,93 4,54 2,73 1,01 0,38 0,69
227,82 0,45 0,53 0,49 0,92 3,67 2,29 0,65 0,30 0,48
242,74 0,42 0,53 0,48 0,90 3,50 2,20 1,11 0,29 0,70
222,91 0,39 0,53 0,46 0,86 3,98 2,42 1,06 0,34 0,70
225,01 0,35 0,47 0,41 0,87 4,47 2,67 1,08 0,55 0,82
228,91 0,32 0,44 0,38 0,87 5,57 3,22 1,33 0,56 0,95
311,75 0,43 0,56 0,50 0,88 5,47 3,17 1,03 0,67 0,85
214,74 0,47 0,68 0,58 0,84 5,98 3,41 1,54 0,67 1,10
210,98 0,48 0,72 0,60 0,84 6,02 3,43 1,94 0,81 1,38
187,49 0,54 0,66 0,60 0,91 5,28 3,10 1,50 0,95 1,23
122,23 0,67 0,77 0,72 0,93 5,66 3,30 1,57 1,71 1,64
125,02 0,63 0,76 0,70 0,91 5,88 3,40 1,17 1,53 1,35
1992 1.705.273 1,27 66,08 97,10 98,61 107,89 0,71 0,82 0,77 0,93 6,16 3,55 1,42 1,14 1,28
1993 1.643.599 1,22 75,00 96,05 96,97 96,84 0,64 0,75 0,69 0,93 4,86 2,89 1,10 0,57 0,84
1994 1.433.483 1,06 170,74 98,30 98,72 146,70 0,77 0,70 0,74 1,05 4,71 2,88 1,27 0,54 0,90
1995 801.286 0,59 164,71 100,00 100,00 221,96 0,72 0,75 0,74 0,98 5,03 3,00 1,45 0,62 1,04
1996 1.626.978 1,19 129,26 100,76 100,45 151,40 0,75 0,75 0,75 1,00 4,93 2,97 1,50 1,06 1,28
1997 2.705.382 1,98 193,17 102,22 101,71 186,08 0,62 0,65 0,64 0,97 4,42 2,69 1,08 0,76 0,92
1998 2.614.529 1,91 142,03 104,07 103,44 182,68 0,54 0,61 0,58 0,94 4,38 2,66 1,07 0,84 0,96
1999 4.002.813 2,92 110,79 106,30 105,58 129,58 0,50 0,52 0,51 0,98 4,58 2,78 1,50 1,18 1,34
2000 2.693.819 1,96 93,52 109,34 108,51 102,35 0,68 0,58 0,63 1,09 4,19 2,64 1,13 0,96 1,04
2001 4.044.205 2,95 54,96 110,27 109,35 73,42 0,44 0,47 0,46 0,97 4,18 2,58 0,85 1,02 0,93
2002 5.397.423 3,93 46,90 110,46 109,45 67,85 0,54 0,46 0,50 1,08 4,86 2,97 0,00 0,50 0,25
Fontes: Brasil (2003), IPEA (2003) e FAO (2003)
94
Tabela 12. Dados utilizados nas regressões da demanda da Itália por café brasileiro
Ano
1961
1962
1963
1964
1965
1966
1967
1968
1969
1970
1971
1972
1973
1974
1975
1976
1977
1978
1979
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
Y Ype Pr PIB
860.000 1,02 156,10 30,81
590.000 0,69 139,10 32,71
1.268.000 1,48 131,88 34,53
1.078.000 1,25 161,41 35,44
568.000 0,65 191,53 36,56
1.391.507 1,59 140,55 41,52
1.855.901 2,11 128,06 44,50
1.511.158 1,71 127,11 47,42
2.219.602 2,49 133,07 50,31
2.245.983 2,50 137,73 52,98
2.646.847 2,93 135,27 53,98
2.446.751 2,69 157,37 55,56
2.083.899 2,28 173,41 59,20
1.299.661 1,41 174,79 61,97
1.436.313 1,55 138,41 60,64
1.094.335 1,18 327,06 64,59
1.185.653 1,27 508,30 66,45
987.987 1,06 342,21 68,93
968.305 1,03 325,65 72,84
1.500.348 1,60 264,69 75,41
1.339.673 1,42 144,50 75,77
1.416.607 1,50 157,79 76,12
1.488.241 1,58 167,32 77,06
1.781.586 1,89 170,02 79,18
1.382.334 1,47 173,50 81,54
795.347 0,84 314,37 83,60
1.381.845 1,46 126,19 86,09
1.132.233 1,20 159,44 89,49
1.369.790 1,45 116,02 92,06
1.160.760 1,23 90,92 93,88
1.847.690 1,95 87,21 95,18
1.870.588 1,97 65,64
1.912.038 2,01 76,27
95,91
95,06
PIBpe
34,92
36,79
38,54
39,25
40,20
45,34
48,28
51,12
53,90
56,40
57,11
58,41
61,86
64,38
62,67
66,44
68,07
70,35
74,12
76,57
76,82
77,11
78,04
80,18
82,56
84,64
87,15
90,56
93,11
94,84
96,00
96,54
95,46
Pcs Pio Peo Mo Pie Pee Me Pis Pes Ms
139,39 0,33 0,25 0,29 1,40 6,00 3,70 0,57 0,62 0,60
142,21 0,29 0,26 0,28 1,31 2,50 1,91 0,38 0,66 0,52
172,77 0,25 0,25 0,25 1,29 2,75 2,02 0,23 0,67 0,45
182,29 0,19 0,27 0,23 1,31 4,75 3,03 0,33 0,67 0,50
181,80 0,26 0,29 0,27 1,30 3,25 2,28 0,29 0,70 0,49
246,43 0,25 0,31 0,28 1,36 4,00 2,68 0,23 0,60 0,41
300,17 0,20 0,32 0,26 1,41 2,75 2,08 0,43 0,57 0,50
205,78 0,09 0,31 0,20 1,25 2,50 1,88 0,00 0,65 0,32
284,88 0,14 0,28 0,21 1,31 1,92 1,62 0,35 0,42 0,38
328,05 0,19 0,30 0,24 1,25 2,24 1,74 0,21 0,15 0,18
418,33 0,25 0,32 0,28 1,44 2,86 2,15 0,43 0,59 0,51
245,17 0,32 0,35 0,33 1,59 2,61 2,10 0,61 0,74 0,68
202,51 0,44 0,39 0,41 1,49 2,73 2,11 0,33 0,24 0,29
188,56 0,45 0,45 0,45 1,66 2,03 1,84 0,44 1,11 0,77
202,27 0,50 0,50 0,50 1,98 3,76 2,87 0,41 0,96 0,69
195,61 0,41 0,43 0,42 1,88 3,32 2,60 0,86 1,11 0,98
436,03 0,41 0,47 0,44 3,13 4,79 3,96 0,71 0,89 0,80
392,14 0,53 0,60 0,57 3,56 5,23 4,40 1,30 1,26 1,28
340,99 0,61 0,63 0,62 3,75 5,41 4,58 0,48 1,31 0,89
346,99 0,62 0,75 0,69 3,91 5,96 4,93 0,51 1,21 0,86
238,86 0,56 0,65 0,60 3,35 4,52 3,94 1,55 1,35 1,45
205,90 0,58 0,60 0,59 3,12 4,84 3,98 1,41 0,90 1,16
210,59 0,47 0,63 0,55 2,90 4,18 3,54 1,44 0,94 1,19
248,77 0,45 0,55 0,50 4,16 5,65 4,90 1,10 0,95 1,02
227,03 0,46 0,59 0,53 3,92 5,23 4,58 2,21 1,21 1,71
276,78 0,73 0,80 0,77 4,09 5,36 4,73 1,12 0,89 1,01
244,44 0,96 0,90 0,93 4,78 7,25 6,02 1,04 1,19 1,11
191,72 1,01 0,84 0,92 4,83 7,14 5,99 0,97 1,57 1,27
182,06 0,88 0,66 0,77 4,63 8,22 6,42 1,72 1,4€ 1,59
118,08 1,01 0,65 0,83 6,39 8,25 7,32 1,94 1,75 1,85
119,32 1,07 0,64 0,86 7,04 10,00 8,52 1,19 1,13 1,16
106,46 1,21 0,71 0,96 7,64 8,81 8,23 1,44 1,44 1,44
90,62 0,84 0,51 0,68 5,69 5,06 5,37 0,72 1,07 0,89
1994 1.540.269 1,62 163,38 97,16 97,35 125,43 1,06 0,53 0,79 6,33 5,71 6,02 0,56 1,29 0,92
1995 1.480.085 1,55 171,88 100,00 100,00 216,79 1,16 0,63 0,90 5,97 7,05 6,51 1,04 1,61 1,32
1996 1.367.896 1,43 139,41 101,09 100,93 153,00 1,21 0,64 0,93 6,17 7,81 6,99 0,71 1,51 1,11
1997 1.406.286 1,47 197,75 103,14 102,86 139,85 1,06 0,63 0,84 6,17 7,19 6,68 0,60 1,43 1,01
1998 1.650.431 1,72 156,06 105,01 104,64 156,18 0,92 0,69 0,81 6,65 6,05 6,35 0,50 1,30 0,90
1999 1.658.077 1,73 115,51 106,74 106,32 121,87 0,84 0,58 0,71 6,18 4,07 5,13 0,87 1,17 1,02
2000 1.664.207 1,74 98,22 110,09 109,64 93,26 0,74 0,52 0,63 6,03 2,92 4,48 0,60 1,08 0,84
2001 2.017.370 2,10 62,28 112,08 111,65 72,01 0,71 0,43 0,57 6,06 4,18 5,12 0,63 0,93 0,78
2002 2.303.330 2,40 48,25 112,50 112,15 58,03 0,71 0,57 0,64 0,00 3,81 1,91 0,00 0,85 0,43
Fontes: Brasil (2003), IPEA (2003) e FAO (2003)
95
Tabela 13. Dados utilizados nas regressões da demanda da França por café brasileiro
Ano
1961
1962
1963
1964
1965
1966
1967
1968
1969
1970
1971
1972
1973
1974
1975
1976
1977
1978
1979
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
Y Ype Pr PIB
526.000 0,68 143,99 32,89
540.000 0,69 142,30 35,09
639.000 0,81 144,48 36,95
423.000 0,53 190,31 39,37
488.000 0,60 192,05 41,25
569.366 0,69 166,59 43,40
578.917 0,70 158,01 45,43
623.333 0,75 152,96 47,37
902.568 1,07 164,08 50,68
706.396 0,83 222,98 54,33
570.891 0,67 155,36 56,93
694.624 0,81 186,75 59,46
1.104.478 1,27 194,51 62,69
772.079 0,88 168,97 64,64
806.709 0,92 132,79 64,46
566.754 0,64 320,09 67,19
560.630 0,63 503,37 69,36
543.667 0,61 335,89 71,68
504.223 0,56 324,81 74,00
806.389 0,90 264,63 75,21
777.138 0,86 137,47 76,09
906.562 1,00 157,56 78,03
863.349 0,95 167,84 78,57
1.106.708 1,21 188,30 79,60
1.125.101 1,22 167,61 81,10
384.798 0,42 306,81 83,14
841.891 0,90 143,36 85,01
698.609 0,75 161,83 88,84
837.716 0,89 119,75 92,71
PIBpe Pcs Pio Peo Mo Pie Pee Me Pis Pes Ms
41,32 166,79 0,17 0,27 0,22 1,64 4,86 3,25 0,00 0,00 0,00
43,48 166,25 0,11 0,15 0,13 1,62 5,50 3,56 0,00 O,CO 0,00
45,16 158,87 0,10 0,14 0,12 1,65 9,00 5,32 0,00 0,00 0,00
47,49 197,00 0,14 0,15 0,14 1,72 10,50 6,11 0,00 0,00 0,00
49,19 169,83 0,16 0,22 0,19 1,83 6,00 3,91 0,00 0,00 0,00
51,24 180,14 0,24 2,80 1,52 1,78 5,57 3,67 0,00 0,00 0,00
53,19 177,22 0,28 0,27 0,28 1,80 7,40 4,60 0,00 0,00 0,00
55,04 170,14 0,28 0,23 0,26 1,79 5,33 3,56 0,00 0,00 0,00
58,47 168,32 0,29 0,21 0,25 1,87 3,68 2,77 0,00 0,00 0,00
62,21
64,68
67,02
70,11
71,76
71,11
195,10 0,31 0,21 0,26 1,87 3,42
180,98 0,34 0,23 0,29 2,07 3,08
186,71 0,28 0,16 0,22 2,16 4,45
198,58 0,32 0,19 0,26 2,38 3,52
182,37 0,30 0,22 0,26 2,44 2,83
170,90 0,29 0,29 0,29 2,94 3,68
2,65 0,00 0,00 0,00
2,58 0,00 0,00 0,00
3,30 0,00 0,00 0,00
2,95 0,00 0,00 0,00
2,64 0,00 0,00 0,00
3,31 0,00 0,00 0,00
73,73 261,79 0,32 0,32 0,32 2,58 5,25 3,92 0,92 0,51 0,71
75,77 542,70 0,39 0,49 0,44 3,78 5,82 4,80 0,59 0,75 0,67
77,99 375,39 0,48 0,52 0,50 4,59 7,91 6,25 1,04 0,76 0,90
80,19 322,66 0,48 0,57 0,53 4,80 8,17 6,48 0,86 O,!:f5 0,91
81,16 297,14 0,47 0,65 0,56 4,97 8,19 6,58 0,92 0,97 0,95
81,72 186,64 0,40 0,55 0,47 4,47 8,06 6,27 0,51 0,84 0,68
83,38 188,28 0,37 0,51 0,44 4,31 7,49 5,90 0,64 0,75 0,69
83,51 195,68 0,40 0,62 0,51 3,98 5,14 4,56 0,96 0,75 0,86
84,16 215,07 0,36 0,52 0,44 4,46 6,62 5,54 1,04 0,80 0,92
85,29 214,98 0,33 0,45 0,39 4,13 8,55 6,34 1,09 1,00 1,04
86,98 270,97 0,50 0,52 0,51 4,47 11,53 8,00 0,93 1,08 1,01
88,47 192,96 0,57 0,59 0,58 5,02 12,19 8,61 1,11 0,85 0,98
91,98 171,51 0,59 0,64 0,61 5,09 13,08 9,08 2,04 0,77 1,40
95,49 149,21 0,56 0,56 0,56 4,63 11,99 8,31 1,86 1,11 1,49
1990 667.096 0,71 89,28 95,05 97,40 101,43 0,54 0,76 0,65 5,50 13,97 9,74 1,90 1,09 1,50
1991 709.981 0,75 88,68 96,09 97,96 94,38 0,55 0,70 0,62 4,86 12,74 8,80 1,12 0,93 1,02
1992 544.096 0,57 61,02 97,28 98,67 82,03 0,63 0,72 0,68 4,97 15,06 10,01 1,17 1,27 1,22
1993 589.934 0,61 73,17 96,42 97,31 81,29 0,59 0,67 0,63 4,19 14,58 9,39 1,01 0,88 0,95
1994 467.140 0,48 148,90 98,15 98,59 146,57 0,60 0,68 0,64 4,00 11,30 7,65 0,75 0,72 0,73
1995 397.326 0,41 161,96 100,00 100,00 199,98 0,65 0,77 0,71 4,37 11,94 8,15 0,87 0,61 0,74
1996 391.980 0,40 125,20 101,07 100,65 140,14 0,62 0,74 0,68 3,62 12,89 8,25 0,87 0,83 0,85
1997 480.302 0,49 197,93 102,98 102,16 162,38 0,66 0,64 0,65 3,80 12,00 7,90 0,68 0,82 0,75
1998 506.634 0,52 145,09 106,56 105,32 154,88 0,47 0,67 0,57 4,87 11,81 8,34 0,60 0,74 0,67
1999 731.144 0,74 109,67 109,86 108,16 111,52 0,46 0,61 0,54 5,53 10,27 7,90 0,62 0,74 0,68
2000 612.328 0,62 93,60 114,03 111,81 88,82 0,87 1,45 1,16 4,16 7,50 5,83 0,59 0,60 0,60
2001 910.036 0,92 56,14 116,42 113,63 63,06 0,43 0,54 0,48 4,33 9,66 6,99 0,60 0,59 0,59
2002 949.083 0,95 47,75 117,83 114,46 57,84 0,49 0,56 0,52 4,83 9,09 6,96 0,59 0,86 0,72
Fontes: Brasil (2003), IPEA (2003) e F AO (2003)
96
Tabela 14. Dados utilizados nas regressões da demanda do Japão por café brasileiro
Ano 1961
1962
1963
1964
1965
1966
1967
1968
1969
1970
1971
1972
1973
1974
1975
1976
1977
1978
1979
1980
1981
1982
1983
1984
1985
1986
1987
1988
1989
1990
1991
1992
1993
Y Ype Pr PIB
40.000 0,03 177,09 19,21
35.000 0,02 165,76 20,91
131.000 0,08 127,79 22,67
30.000 0,02 211,65 25,26
53.000 0,03 211,29 23,98
65.748 0,04 188,02 26,48
81.169 0,05 179,62 29,23
100.155 0,06 169,08 32,91
154.577 0,09 193,42 36,88
111.799 0,06 240,48 40,35
82.019 0,05 177,32 42,06
154.510 0,09 210,65 45,58
562.893 0,31 181,17 49,17
218.722 0,12 195,99 48,58
306.314 0,16 168,22 49,84
610.244 0,32 322,03 52,22
467.540 0,25 515,36 54,98
409.163 0,21 326,31 57,79
446.484 0,23 344,96 60,79
667.275 0,34 284,03 63,00
710.317 0,36 150,26 64,88
857.811 0,43 161,88 66,68
1.058.501 0,53 170,43 67,78
1.112.544 0,56 189,43 69,86
1.238.949 0,62 167,73 73,40
694.170 0,34 354,29 75,61
1.029.003 0,51 149,04 78,43
978.144 0,48 164,08 83,78
1.212.679 0,59 123,43 88,21
900.516 0,44 88,96 92,85
1.146.389 0,55 98,72 95,95
1.149.226 0,55 72,09 96,86
1.340.106 0,64 76,86 97,06
PIBpe
25,38
27,35
29,36
32,38
30,43
33,26
36,35
40,51
44,89
48,53
49,93
53,36
56,76
55,33
56,07
58,11
60,58
63,10
65,82
67,67
69,16
70,56
71,24
72,96
76,22
78,10
80,63
85,75
89,93
94,30
97,11
97,72
97,62
Pcs Pio Peo Mo Pie Pee Me Pis Pes Ms
165,29 0,25 0,14 0,20 1,40 0,59 1,00 0,00 0,00 0,00
153,84 0,40 0,13 0,26 1,22 0,61 0,92 0,00 0,00 0,00
181,89 0,33 0,13 0,23 1,19 0,72 0,96 0,00 0,00 0,00
161,18 0,43 0,14 0,28 1,34 0,64 0,99 0,00 0,00 0,00
166,26 1,31 0,17 0,74 1,36 0,62 0,99 0,00 0,00 0,00
137,58 0,36 0,24 0,30 1,13 0,61 0,87 0,00 0,00 0,00
140,38 0,40 0,53 0,47 1,37 0,67 1,02 0,00 0,00 0,00
128,52 0,43 0,25 0,34 1,52 0,64 1,08 0,00 0,00 0,00
113,58 0,33 0,23 0,28 1,06 0,76 0,91 0,00 0,00 0,00
130,53 0,39 0,23 0,31 1,13 0,71 0,92 0,00 0,00 0,00
119,68 0,45 0,21 0,33 1,09 0,78 0,93 0,00 0,00 0,00
113,32 0,51 0,30 0,40 1,40 0,66 1,03 0,00 0,00 0,00
142,78 0,33 0,25 0,29 1,57 0,61 1,09 0,00 0,00 0,00
206,85 0,92 0,33 0,63 1,97 0,56 1,27 0,00 0,00 0,00
179,46 1,29 0,63 0,96 1,84 0,56 1,20 0,00 0,00 0,00
268,06 1,01 0,60 0,81 1,66 0,66 1,16 0,00 0,00 0,00
584,49 0,88 0,66 0,77 2,86 0,87 1,86 0,00 0,00 0,00
400,96 0,50 0,69 0,59 3,36 0,84 2,10 0,00 0,00 0,00
337,07 0,62 0,72 0,67 3,54 0,88 2,21 0,00 0,00 0,00
329,02 0,61 0,69 0,65 3,86 0,98 2,42 0,00 0,00 0,00
218,49 0,60 0,74 0,67 3,60 1,14 2,37 0,00 0,00 0,00
230,25 0,61 0,70 0,66 3,36 1,12 2,24 0,00 0,00 0,00
221,75 0,63 0,70 0,67 3,42 1,11 2,27 0,00 0,00 0,00
236,28 0,61 0,73 0,67 3,87 1,21 2,54 0,00 0,00 0,00
235,96 0,62 0,75 0,69 3,73 1,43 2,58 0,00 0,00 0,00
309,46 0,65 0,84 0,74 4,03 2,31 3,17 0,00 0,00 0,00
208,60 0,68 0,77 0,73 3,99 2,39 3,19 0,00 0,00 0,00
206,90 0,72 0,91 0,81 4,16 2,63 3,40 0,00 0,00 0,00
200,04 0,73 1,05 0,89 3,85 4,23 4,04 0,00 0,00 0,00
123,68 0,70 1,10 0,90 3,99 9,34 6,67 0,00 0,00 0,00
130,38 0,72 1,43 1,08 3,78 12,66 8,22 0,00 0,00 0,00
111,98 0,73 1,99 1,36 3,86 13,40 8,63 0,00 0,00 0,00
112,59 0,71 1,74 1,22 3,91 15,23 9,57 0,00 0,00 0,00
1994 1.311.038 0,63 165,17 98,15 98,43 171,29 0,63 2,47 1,55 3,96 15,95 9,96 0,00 0,00 0,00
1995 1.040.192 0,50 184,95 100,00 100,00 227,77 0,61 3,19 1,90 4,05 15,82 9,93 0,00 0,00 0,00
1996 1.219.528 0,58 140,70 103,57 103,29 167,61 0,67 2,43 1,55 4,14 15,09 9,61 0,00 0,00 0,00
1997 1.217.161 0,58 199,30 105,42 104,85 191,95 0,65 2,24 1,45 3,73 14,05 8,89 0,00 0,00 0,00
1998 1.394.019 0,66 162,74 104,16 103,34 192,82 0,68 1,99 1,33 3,98 12,55 8,26 0,00 0,00 0,00
1999 1.558.494 0,74 116,58 104,33 103,26 143,94 0,78 1,98 1,38 3,61 14,42 9,01 0,00 0,00 0,00
2000 1.432.794 0,68 100,72 107,26 105,94 120,29 1,15 2,55 1,85 3,59 15,88 9,73 0,00 0,00 0,00
2001 1.573.272 0,74 61,98 107,69 106,17 85,21 1,15 2,55 1,85 3,46 15,96 9,71 0,00 0,00 0,00
2002 1.627.198 0,77 54,20 107,32 105,63 81,85 1,06 2,27 1,67 0,00 14,69 7,34 0,00 0,00 0,00
Fontes: Brasil (2003), IPEA (2003) e F AO (2003)
97
Tabela 15. Dados utilizados nas regressões da demanda doméstica por café brasileiro
Ano C~c Pr Pib~c
1961 4,81 80,37 3,50
1962 5,03 86,15 3,63
1963 5,30 82,44 3,55
1964 5,74 144,54 3,56
1965 6,05 100,10 3,55
1966 5,87 70,82 3,68
1967 6,07 63,90 3,73
1968 5,99 79,00 3,98
1969 5,83 99,45 4,24
1970 5,76 143,28 4,55
1971 5,58 110,09 4,92
1972 4,12 127,83 5,35
1973 4,06 163,99 5,93
1974 4,39 161,12 6,23
1975 3,98 173,59 6,38
1976 3,62 342,49 6,84
1977 3,86 433,15 7,00
1978 3,62 262,18 7,16
1979 3,47 229,14 7,46
1980 3,73 224,04 7,96
1981 3,77 146,72 7,46
1982 3,57 152,52 7,36
1983 3,43 136,28 6,99
1984 3,12 151,26 7,22
1985 2,83 240,43 7,64
1986 2,43 461,53 8,05
1987 2,53 127,19 8,18
1988 2,44 100,45 8,04
1989 2,64 107,92 8,15
1990 3,39 78,15 7,67
1991 3,47 70,79 7,63
1992 3,58 62,51 7,47
1993 3,62 75,74 7,72
1994 3,65 130,56 8,06
1995 3,88 112,96 8,28
1996 4,18 93,35 8,38
1997 4,31 131,58 8,54
1998 4,52 104,87 8,44
1999 4,65 103,74 8,39
2000 4,78 86,13 8,64
2001 4,87 51,79 8,64
2002 4,83 45,67 8,69
Fontes: lBC (1989), IEA (2001), ABlC (2003) e IPEA (2003)
98
Tabela 16. Dados de re-exportações de café verde (em sacas), utilizados nas regressões
que incluíram as re-exportações de café como variável independente
Ano EUA Alemanha Itália França Jaeão
1961 449.067 6.267 33 2.900 O
1962 609.300 9.017 O 5.150 1.000
1963 544.800 9.333 350 6.117 6.000
1964 675.200 9.283 2.533 8.283 1.667
1965 531.467 16.550 1.850 8.117 3.333
1966 488.583 31.033 3.417 8.550 317
1967 412.817 30.167 2.150 4.700 O
1968 443.767 51.983 1.783 15.417 O
1969 371.517 60.817 2.267 33.333 50
1970 388.400 64.667 2.150 58.400 83
1971 346.233 54.733 7.833 55.300 O
1972 483.667 84.750 8.750 104.933 O
1973 1.093.467 149.617 7.717 153.233 O
1974 1.315.733 102.183 4.167 178.100 117
1975 760.450 142.500 867 134.367 17
1976 1.024.817 126.133 767 155.033 O
1977 1.575.000 80.800 350 95.567 O
1978 862.833 205.800 5.633 70.417 100
1979 1.198.950 374.250 1.533 142.833 100
1980 1.136.517 411.733 5.800 204.433 O
1981 970.583 465.483 6.133 205.100 O
1982 845.333 476.733 11.467 276.883 O
1983 613.683 467.333 8.983 292.133 O
1984 917.650 596.617 2.717 275.133 O
1985 716.133 635.833 217 378.650 O
1986 1.129.133 709.733 850 364.533 O
1987 875.300 1.001.683 10.700 471.850 O
1988 1.051.633 1.219.250 6.850 544.283 O
1989 644.617 1.499.800 17.017 637.133 O
1990 454.333 1.558.550 51.533 668.333 17
1991 556.617 1.364.250 6.617 675.267 O
1992 701.050 1.311.250 16.767 605.317 O
1993 1.040.733 1.112.317 41.233 500.083 O
1994 1.716.650 1.160.667 55.567 669.233 O
1995 1.018.883 1.174.017 36.983 599.900 O
1996 894.350 1.474.667 54.183 648.250 O
1997 1.054.267 1.777.783 63.783 609.800 O
1998 1.149.483 1.943.550 66.100 660.783 O
1999 701.750 1.872.667 84.300 638.633 17
2000 678.433 2.784.500 123.850 623.667 100
2001 784.517 2.585.400 127.500 566.283 33
2002 797.250 3.243.317 75.867 493.267 1.850
Fonte: FAO (2003)
AN
EX
O C
T
abel
a 17
. Res
umo
das
regr
essõ
es p
ara
os E
stad
os U
nido
s -
dado
s nã
o lo
gari
tim
izad
os
40ob
serv
açO
es
Pr{
-1,9
SS
hS 1
,i*l
)::O
,95
L~ºl!...nrerc~p
____
Pr(a!.L~.f_s(a1)
__
Plo
(alL
.Peo
lil7
L
_fI:!
o(a2
} _
_ P
lc(õ
J2L
Pe
c{il2
L
Mc(
a.n
PIS
(alL
_P
es (a
'2L
_ M
s{:a
l F'
1º-i!
3)
p~ª-t~J
~~!(a4j
____
.Ydell~l
O(y
d6l)
02
('fde
t) R
-sQ
uare
A
lil R
-sQ
uare
F
val
ue
Pr,
. F
d
(QW
I ti
Ep
Er
MO
Ôl':I
O \
Y
:: a
Q"
a1
'Pr
.. a2
"PIQ
" a3
"PIt)
.. ~'Ydel
(par
âmet
ro)
(est
3t1s
tlcat
)
6672
799
-7:/2
3.53
7 46
1175
-4
5699
0,
4010
9 0,
1'26
0,01
6 0.
7590
O
}315
27
,56
<0,0
001
1.119
0,
07
I1s-
0,26
-0
,79
Mod
elo
1 Y
"1I0
+a
l'Pr+
a2'
Peo
+ ,,:
rPIb
+a4*
Ydo
;!l
MO
delo
3
Y =
ao
.. a
l'P
r" a
2"M
o +
a3
'PIb
" <t4'Yd~f
l.\od
el04
Y
=a
o".
1'P
!'''a
2''P
lc''8
3'P
lb''a
4'Y
de
t
Mod
e:kl
5
Y =
ao
.. ;li
I'P
r" a
2"P
ec +
a3"
PID
+ a4~del
Mod
eloS
Y
=a
o ..
,I·
Pr+
a2
"Mc +
a3"
Plb
+ a
4-Y
dl!r
MQ
dI!l!
l 1
Y:::
ao
+ a
l'P
r +
lI2
"Pls
" lI3
'Plb
+ ;,
-4"Y
dl!l
Mod
eltl
9 Y
'" a
o +
al'P
r" lI
2"P
es"
a3'
'PIt)
.. i
4'Y
de1
Mod
elo
9 Y
:; a
o"
al'P
r +
aT
Ms
+ a
3'P
Ib +
a4'
Yde
l
Mod
l!IO
10
Y=
lIo
"al'P
r+a
3"P
lb+
a4
'Yd
eI
'10
obse
f\'aÇ
Oes
(1
98
2·
2001
)
Mod
elo
10 1
Y
:; a
o +
.,1
'Pr
+ a
3"P
lb +
ji4'
Ydl
!l
320b
serv
açO
e$(1
67Q
·ZO
QI)
Mo(
le!o
102
Y=
ao
+a
l"P
r+lI
3'P
!b"
a4'Y
del
:no
bse
rva
çOe
s(1
98
0-2
00
I)
Mo\
ielo
10
O
Y:;
ao +
al'
Pr
+ lI
3'P
ib ~ 1
)4'0
00
+ it
5*Y
del
40
ob
serv
açO
f!s(
1S
61
·20
01
)
MO
delo
10
R
Y:;
ao
.. a
l'Pr
+ a
3'P
lb ~ a
-4'R
ee"
a5'Y
del
40
ob
serv
açO
e$
(I9
Q2
-20
01
)
Mod
elo
11
Y =
ao
+ I
II'P
r +
~2'Pcs .
. a
J'P
!I:l"
a4-
Yde
l
send
o Y
:; Im
p()r
taça
o de
caf
é V\
!fáe bm~ell'O p
or e
ste
fTU
lfta(
lo
Pr:;
Preç
odoc
atéb
ras~
!!lI
'Oe:
xpor
tlId
opor
este
merc
ado
Pib
:h:t
Icer
ei!l
doP
18
Y(le
f "V
a:r'l
âvel
y de
fasl
.ldae
m 1
pen
Ol.k
l
4,39
-3
,39
0,65
-3
.24
3,24
Pr>
Jtj
0.00
01
0,00
17
0,52
28
0,00
26
O)J
Q2i
i
(pllf
amet
rO)
6356
277
·714
0,03
0 .1
31)7
55
-393
53
0/121
;17
0.12
0 O
m4
0.
7571
0,
7300
(es~tJ$tIcat)
4,38
-3
,23
_0.4
7 ·3
,64
3.56
Pr:>
1tI
0,00
01
0,00
:27
0.83
83
0.00
09
0,00
11
(pa
ram
etr
o)
6317
500
.734
0,52
-1
2903
9 -3
9850
0,
4335
0,
1:20
0,
014
0,75
66
0,n
67
(e:;t
atls
tlcat
) 4,
31
-3,3
8 -0
,24
-3,3
3 3,
63
Pr"
ltI
0,00
01
0,00
18
0,80
96
0,00
2{l
0,00
09
(par
âmet
ro)
6135
615
-792
9,20
35
:1'3
2\
.440
59
0,045
21
0,11
3 0
,0\5
0,
7569
0,
7311
(e$t
3tlS
tlcat
) 4
,tI
-3,5
6 0.
62
_3,4
6 3,
69
Pr>.I!l~ _
__
JLQQ
Q1
____
___
_ Q"ººi~_
0,54
1:3.
____
O,Oº-~4
00
00
8
(pa
rim
etr
o)
6230
542
-751
4,44
46
500
-407
06
0,43
09
0,11
9 0,
0\4
0,15
74
0.71
96
(est
atlS
tlcat
) 4,
20
_3,5
7 0,
42
-3,7
2 3,
61
Pr>
1tI
0,00
02
0,00
11
0,67
96
0.OJ1
..º7
OOOi
O (p~metro)
6101
306
_757
8,55
"'"
-412
74
0,43
35
0,11
a 0,
014
0.75
71
0,73
00
(est
atlS
flcat
) 4.
17
-3,5
9
p,>
ttI
0,00
02
0,00
1
0,46
0,63
64
-3,7
1 3
6'
0.00
07
o.oo
oa
(par
1met
rc)
6385
792
-746
1.77
-9
6767
-3
8265
0,
4312
0,
120
0,01
5 0.
1563
0,
1284
(ese
atls
llcat
) 4.
38
-3,5
4 .0
,14
-3,3
4 3.
56
p,>
!I:I
0,
0001
0,
0012
O,
OO9ll
0,
0020
0,
0010
(põJ
r$m
etro
) &
4189
44
-740
7,89
-2
5200
3 -3
6246
0.
'119
3 0,
125
0,01
5 0,
7572
0,
7294
(est
atls
bCal
) 4,
31
-3,5
1 ·0
,36
-1,5
2 3.
36
Pr>
)tI
0,00
01
0,00
13
0703
:1
M!f
j6 _
__
__
__
__
0
00
19
(par
amet
ro)
6450
994
-743
3.76
_2
4919
3 -3
7276
0,
4236
0,
123
0,01
5 0,
75a9
0,
7290
(est
atls
lX:õ
Jt)
4,35
-3
,52
-0,3
-2
,69
3,43
Pr>
!Il
0,00
01
0,0
0\2
_
__
__
__
__
__
__
__
__
__
__
__
_ _
__
__
__
_ 0..
NR
____
_ ~ _
__
~ _
__
__
_ Q..0
016
(par
6met
ro)
5361
30a
-748
9,28
-3
9910
0,
4333
0,
1179
0,
014
0.75
62
0.73
56
(I!stJnjSllÇ~
I)
4:43
_3
,56
-3,7
5 3,
67
Pr:
>jtj
<0
.000
1 0.
0010
0.
0006
0,
0008
(pa
ram
wo
) 58
$257
0 -íl
OO
O.6
2 -3
OB0
1 0,
2714
0.
1469
0,
012
0.46
53
0,40
00
(e$l
3lJs
bcat
) 4,
27
-3,0
9 -3
,00
1.85
Pr:>
l!L
__
_
9..Q9
Jt2
0,00
45
OJ!º
~7
007-
54
(par
6met
ro)
6312
845
-608
5,51
-3
0190
0,
1261
0,
2056
0,
042
0.19
49
0,06
07
(est
atls
llC,H
) 3,
13
_1,4
5 _1
,9
0,61
pr
> 1!
L _
__
__
-º~~8 _
____
___
O.H'
-~l_
0,
0731
0.
5473
(pllr
1met
ro)
5696
900
-630
5,06
-3
5101
_\
5793
34
0.04
727
0,11
9:1
Om
4
0,77
14
0,74
64
(est
/ltls
l;lcl
lt)
3,86
-2
,91
-3,2
3 _1
,56
4,00
Pr>
ttI.
0,
09_0
4 0,
0062
0,
OQ
21
0,12
32
0,00
03
(par
âmet
ro)
6866
517
-466
1,09
-3
0S15
-1
,523
0,
3656
0,
1094
0,
012
0,60
50
0.76
27
(est
atl5
tlca
ll 5,
2-40
0 ·2
,2\0
0
-3,0
5 ·2
,96
3,34
Pr
> l1
l._
_
_<M
OO
l 0,033~
0,00
43
0.00
55
0,00
20
(par
&m
etro
) 67
8946
6 -4
979,
94
-347
9,52
-3
9703
0.
3959
0.
139
0,01
9 0,
7593
0.
7319
(est
alls
I;IC
at)
4,31
·1
.18
-0.8
9 .3
,7
3,02
Pc>
L-
____ O
.mQ
_l
_O~~_~
------
",501
5 D
,P,0
07
00
04
7
1*
40
01
(40
• ..
,."
.,6
•• )
eJU
lkIQ
Q"
..fO
1~1(32"lorvI96 ••
) E
;lpt
h;lc
la4.
pr.ç
. 1i
8O'*
1(22
....
.. rv
aç6 •
• )
elUtk~d. p
ro,.
PIO
= P
reço
!je
Impo
rtaç
ão de~$ b
ebid
aS p
or e
ste
mer
Cad
O
Peo=Pfeçodeexpo1taÇ~odeolJ\asbeblda$pore$temercaoo
PIC:;Preçod~lmportaç~dechaporest1:rnercado
M ••
", ..
11;
11
Mtd
lad
eY
(aj
Mé
dtl
lde
Pr(
b)
b{.
41
83
13
1
160,
26
._,
Mé
dla
de
Y(a
)
Méd
laod
e P
r(b
)
". 3
45
94
11
157,
31
._,
Mtc
lta
de
Y(a
)
Mé
dlll
dI:
!Pr(
b)
". 3
30
69
73
113,
64 .-
Pec
= Pr
eço
çle e
xpor
taç3
0 de
cha
por
est
e m
erca
do
PIS
= Pr
eço
de Im
porta
Çl\O
de
$\IC
O ç
le la
ranJ
lI po
r es
te m
erca
dO
Pe$=Preçode~30de$ucodelill"aI'lJaporestemercado
Mo:
:: M
é-dl
a do
s pr
eços
ti\!
IIl1p
orta
ç30
e ex
port
aç30
çIe
out
ras
bebi
das
por
este
mer
cado
Me
= M
é-o;h
(l do
s pr
eços
de
!Il1p
tlIU
ç60
e e~aode C
h$ p
or e
ste
men
:ado
114$
= M
tdlll
dos
pre
ços
dl,l
ompo
rtaçt
lO e
I,Ix
porta
Ctlo
dO!
suc
o de
lara
nJII
por
I!S
te merc~do
Pcs
::: P
re<;
o Qo
~aI
~ s\
ltl$1
)MD
do c~ b
ra$t
1e,ro
ne$
t(! m
erca
óo
OS
6=V
aoilv
lll(j1
,Jfr!
f("r,l
par
a0 a
no d
e lB
B8
Re
e=
Re-
-exp
onaç
óesd
e ca
fé "
"rd
ep
or
este
me-
rc;a
do
1'1$ =
n~o s
lgru
fiCat
lVO
(au
Sén
Cla
de
~utocorrelaçl\o)
IC :
::lI\C
twC
lt,!S
MI
'" presel'lç~
(le a
utoç
orre
l"",a
o
M.4
-.1 ••
12a
22
M/lc
ltll d
e Y
pc (
c)
Wid
lade
Pr{
b)
.0 !la
dcic
lu.r
.,."
Mo
4tt
"'1
a1
1
Mtd
iad
eY
(al
Méd
li1!d
eP
I6(d
)
MM
oI •
• 12
.2:Z
M~adeYpç(c)
Méd
lllde
Pl8
pc{
e)
"o
1.11
160,
26
,.,~
41
83
13
1
71,5
5
0.00
0011
10
1,1
\
19,2
6 7
U.
Mé
dfi
táe
Yp
c(c)
Méç
ljade
Pr(
b)
1"0
lela
l1kl
bcl.,
..nO
lla
Mé
dla
de
Y(3
)
Méd
ia d
e P
I8 (
d)
Méd
ia d
e Y
pc (
c)
Mtd
l(l(
leP
lBp
c(e
) oi
,
0,96
1~7,31
182,
741
~ 45
9 41
2
79,~
1
. ....".,
0,8S
95
,47 ....
Med
ia d
e Y
pc (
c)
Mé
d,a
de
Pr(
b)
.0 ehllt
tlold
ad.,.
.nO
lla
t.\'M
la d
e Y
(lIl
Méd
ia d
e P
16 (
d)
~.
Mt(
lla d
e Y
pc (
c)
~~(lladep\BPC(e)
0,78
113,
64
'''.1122
3:r
o6
67
3
90,3
2 ._,
0,
78
93,5
8 ,"'
...
17,3
6 <=
0.00
01
1,95
0,
24
115-
0,27
-O
M
:17,
19
<0
.00
0\
19
7
0,14
1
'\$
-0,2
9,0
,66
27,5
2 <
0,00
01
2.03
-0
,13
os-
O,3
0
-0.7
5
21,3
\ <
0,00
01
\,99
0,07
n
s_0
.29
,0
,70
27,3
7 <
0,00
01
1,99
0,
05
ns-0
,29
-0
.71
27,1
5 <
0,00
01
1,98
0.
06
r'ls_
O,2
9 -0
,67
27,2
8 <
0,00
01
1,96
0,
01
11$-
0,29
-0
,62
27,2
3 <
0,00
01
1,98
0,
09
ns-0
,28
-0
.64
37,2
1 <0
,000
1 1.
99
0,04
n
s-0
,29
·0
,66
8,12
0,
0005
1,
92
0,67
r'l
s·O
,:ZS
-0
,71
1,45
0,
2aoa
1
}9
#NU
t.\i
IC
-0,2
1 -0
,92
29,6
9 <
0,0
001
1 ,9~
0.37
11
5 -0
,24
-0,6
0
38.1
2 <
0,00
01
2,16
-0
,68
os_
0,1
6
-0,5
3
27,S
I <
0,00
01
1.97
0,
20
I'Is_
0.19
-o
,sa
\O
\O
Tab
ela
18.
Res
umo
das
regr
essõ
es p
ara
os E
stad
os U
nido
s -
dado
s lo
gari
tim
izad
os
40 obs~rvaçoes
Pr(·1.96~hS 1
,96
)=0
,95
(ao)
lmer
çeP
. ___
_ ln
Pr(
al1J
!1E
'_c2
(a21
. __ 1
I)f'19
.ii:l;1
1 In
e~íl
:l;1
L---
.!!:
!~-M
í~L~
_:?L
___ !l!
P&
C(a
2) --
'f1M
~~~s
j_al
J In
Pas
(a21
In
Ms(
al1
lnP
1bla
31
II1Y
dalía
4l
ON
d!!
l tf
(Yd
e9
R
.sgu
ar&
A
dlR
.sgu
ara
F ...
. a!IJ
a P
r>F
d(
OW
) h
Ep
E
r
Moó
elo
1 Ifl
V:::
00
+ a
1"ln
pr ..
aT
InP
lo"
a3'ln
P!b
+ a
4"In
Yda
f (p
aram
wo)
18
)874
·0
.374
0 -0
,081
·',
0401
4 O
J680
5 0,
144
0,02
' a
Me
s
0,63
96
18,3
0 <0
,000
1 1.
87
1,03
nS
-0,
37
-1,0
4
(ast
anS
tlcat
l 5,
7 ·3
,46
·0.6
4 ..4
.36
1.17
Pr
> !ti
<0
,000
1 0,
0014
O
.52.
3§,
__
.. __
_ Q.mQ1~
Mod
elo
2 In
Y:::
ao ..
el'l
nP
r ..
a2"l
nPao
" 8J
"1f1
Plb
" a4
'lnYd
EOf
(p(W
l)mat
ro)
18.6
556
-0,3
682
-0,0
39
.'9
31
45
0,
1712
9 0.
144
0,02
1 0
67
42
0,
6369
(est
ells
tlCaf
) 5.
55
·3,0
7 -0
,4
·3,9
9 1,
19
PP
nl
<0,0
001
0,00
41
0.69
08
__
__
__
__
__
__
__
__
__
__
__
__
__
_ OD~6
Mod
,*,
3 In
Y::
eo ..
e1"
lnP
r ..
al'l
nM
o ..
e3
'lnP
lb"
&4"
lnY
del
(par
amet
ro)
19,0
006
·0,3
929
0,00
8 -1
,091
13
0,17
597
0,14
5 0,
021
0,67
28
0,63
54
(est
a\l~
ca[)
5,
52
·3,6
8 0,
11
4,0
9
1,22
Pr'
iII
__
__
_
<0.0
001
0.00
08
__
__
-------º~OO9L___
QQOQ
2 0
23
19
Mod
elo
4 In
Y"
ao"
al"\
l'lP
r ..
a2
"ln
P!c
" a3
"InP
1o"
a4"Io
Yd91
(p
arém
&tJ
o)
19,2
849
-0,4
179
0.13
6 ·1
.188
56
0,18
906
0,14
5 0,
021
0,87
55
0,63
85
(est
anso
cat)
5.12
-3
,62
0,56
-3
,86
1,31
Pr,
!tI
< 0
.000
1 0.
0009
.D~~IH}
00
00
5
Q 1
998
MO
delo
5
InY
:: ao
+ a
1"ln
Pr
.. a2
"lnP
ec +
a3
'lnP
lb"
a4"!I
'lYoo
f (p
arêm
atro
) 19
.1$4
7 -0
,402
8 O
,Oe6
-1
,123
83
0.16
999
0,14
3 0,
021
0,67
69
0,83
99
(est
atls
tlcel
) 5,
78
-3,7
9 0,
56
-4,6
4 1,
19
Pr'
tI!
<0,0
001
0.00
06
__
_ º'-~
<0
00
0'
02
43
9
Mod
elo
8 In
Y::
ao ..
ô1"ln
Pr
.. e
Tln
Mc"
e3"
lnP
IO"
a4"ln
'T'd
et
(par
êm&
tJo)
19
,199
2 -0
.405
8 0,
104
,1.1
3809
0,
1130
4 0,
143
0,02
0 0,
8770
0,
6401
(est
atl5
0cat
) 5.
19
-3,7
9 0,
69
.4,5
8 1.
21
Pr'l
II__
__
<0.0
00_'
0.
0006
_
__
__
__
-º~
<0
00
01
0
23
46
Mod
elO
7
InY
:: a
o"
a1"ln
Pr
.. a2
"lnP
!s"
a3"l
rlP
lb"
a4"!n
Yde
l (p
erêm
etro
j 19
,486
3 -0
,398
3 0,
085
0,74
-1,1
5848
0,
1682
1 0.
143
0,01
1 0,
6777
0,
8409
(est
etis
tlcal
) 5,
77
-3,7
9 -4
,51
1,17
Pr'
l!L
_
"0.0
00
1
o.ooo
e __
____
_ . __
____
___ --ºM~1
"00
00
1
02
48
5
Moó
elo
B
InY
:: 6
0" a
l'ln
Pr
.. a2
"lnP
~s +
a3"
InP
I!) +
~"lnYdef
(p!}l
"3m
(ltro
) 18
.827
9 -0
.387
3 -0
.120
-0
,913
95
0,15
435
0,15
0 0,
021
0,67
53
0,63
82
(est
alls
tlcan
5.
7 ·3
,68
-0,5
3 -3
,23
1,03
Pr,
JIj
"0.0
001
0,00
08
__
__
__
__
__
__
~
0002
7 03
102
Mod
elo
9 In
Y::
ao ..
al"
jnP
r +
a2*
lnM
s +
e3
"ln
Plb
" ç.
4"!n
Yde
l (p
aràm
etro
) 19
,116
1 -0
,397
6 0,
059
-U3
87
9
0,18
321
0.14
5 0,
021
0,67
35
0.63
62
Mod
E;lIO
10
InY:
:: ao
+ a
l'ln
Pr
.. a3
"lnP
I!)"
eS
"IflY
de'
Mod
elo
11
InY:
:: 80
+ a
l"ln
Pr
+ ô
2"Jn
Pcs
+ a
3·ln
Plb
.. a
4'ln
Yde
l
sen(
lO
In =
loge
ntrn
onat
t.trô
l
Y :::
Impo
rtaçã
o de
caf
!) ve
rde
braS
ileiro
por
eS
le m
ereM
o
Pr:::
Pre
ço d
o co
rté I)rasl~ro ~or
U:ld
o Po
r est
e m
erca
do
Plb
::ln
Olc
ere
ald
oP
!8
Yo:l
el::
:Ven
6vEl
1'T'
oota
sada
eml~
rIod
o
(9st
atls
tlcat
) 5,
64
·3.6
9 0,
29
-3.6
1 1,
26
Pr'I
IL._
_ <0
.000
1 0,
0007
_
__
__
__
.. __
__
__
__
__
__
__
__
__
~~44
(parêm~tro)
18,8
2113
-0
,39
-1,0
133
0,18
19
(est
a~st
lCal
) 5,
74
-3,7
4 .4
,64
1.28
Pr'
!tI
'" 0.
0001
0.
0006
_~
0,0
001
_Q.2Q
'a2
(p!}l
"êm
etro
) 21
.667
5 -0
.16
-0,4
228
-1,0
559
0,06
16
(eS
latlS
tlCl!t
) 6,
34
_1,0
9 -2
,02
4.7
8
0,42
Pr~ltI.
"0.0
00
1
0.28
18
º~Q_~08
__
__
__
_ ._
__
__
__
"_
0000
1 0
67
95
PIO
:: P
reço
00
unpo
rtaçé
o da
ovt
ras
t>eb
ldas
p(X
est
e m
erca
do
Poo
:: P
reço
de
expo
rtaÇ
éo d
e ou
tras
bebl
das
por
este
mer
cado
Pie
:: Pr~o d
e Im
porta
çéo
de c
M p
or e
ste
mer
cado
Pee
" P
reço
o;Ie
e:q
)Ofta
çêo
oe c
M p
or 9
ste
mar
cado
PIS
:: P
reço
de
Irnpo
rteçà
o de
suc
o de
lar6
f1l8
por
esl
e m
erca
do
Pes
:: P
reço
00
expo
rtaçé
o de
suc
o de
lar6
l1ja
por
est
e m
erca
do
Mo
;: M
édla
dos
pre
ços
Ó$
Impo
rtaçé
o e
expo
rtaçá
o da
oot
r6S
bebi
das
por e
ste
mer
cado
Me
" M
édia
dos
pre
ços
da I
mpo
rtaçé
O e
exp
ot1;
açoo
de
chá
por
este
mer
cado
Pçs
"Pre
çod
oca
tést
lbst
ltulo
do
caté
brl
lislle
lro
llest
em
erc
ad
o
n-S =
néo
Slg
nlfiç
abvo
(au
sênc
ia d
e 6U
toco
rreta
çáO
)
1C::l
ncO
nclu
s!V
o '::
pres
ença
deau
toco
rre1
açáo
0,14
2 0,
Q20
0,
6714
0,
6440
0.14
8 0,
022
0,70
69
0,67
34
18.1
1 ~
0,00
01
1,85
1,
16
ns ·
0,37
.1
,03
17,9
9 <
0,0
00
11
.88
0,
92
ns·
O,3
9
·1,0
9
18,2
2 <0
,000
1 1,
92
0,64
ns
-0
,42
-1,1
9
18,3
3 ~
0.00
01
1,87
0,
99
ns
-0,4
0 -1
.12
18,3
4 "0
.00
01
1,
81
0.94
os
_0
.41
_1,1
4
IBM
"0
.00
01
1,9
2
0,61
n
s-0
,40
-1
,16
18,2
0 <0
,000
1 1.
86
1,20
ns
-0
,39
-0,9
7
18.ü
5 "0
,00
01
1.8
8
0,93
n
s-O
,40
-1
.14
24,5
2 "0
,00
01
1,
89
0,82
ns
_0
,39
-1,0
1
21,1
1 "0
,00
01
1,
81
1,14
n5
-0
,16
-1,0
6 .....
O
O
Tab
ela
19.
Res
umo
das
regr
essõ
es p
ara
os E
stad
os U
nido
s -
dado
s nã
o lo
gari
tim
izad
os
400b
S6'
rvaç
Oes
P
r(-l
,9:6
$ h
$1
,96
)" 0
,95
~o_~nte!~~Q _
__ P
r(a
lJ
p_c_
Hª7
J ____
~gl
~LPe
o(an
______ ~g
J._ª
'.?.
L~~0
3:(Õ
_ _.La
_~L_
~~W _
___ ~~.§:J!!7~_~~:;J~)L_~lbpc(a3L _
_ ~~il_fQ~J~)
(J{YdB~
cl{Y
dfj~
R
-sgu
are
AdJ
R-s
quar
e FI
/<!lU
e P
r>F
d(
DW
).1!
E
p E
r
Mod~o12
Yp
c=a
o+
al*
Pr+
aZ
*Plo
+a
3*P
lbp
c+<
J4*Y
de
1p
ç (p
arS
met
ro)
2,22
596
-0,0
018
0,12
34
-0,0
179
0,46
939
0,12
0 0.
014
0,84
49
0.82
72
47,6
5 <
0,0
00
12
,01
-0
,05
ns
-0.2
6 -1
,28
(est
atls
tJca
t)
3,90
~3.21
0,62
-3
,18
3.92
Pr>
II1
0000
4 M
odO
)lo13
Y
pc:
: a
o"
al·
Pr
.. a
2*P
&o
" aS
*Plb
pc +
a4"Y
detp
c (p
arét
nEltr
ol
2,07
066
(ast
el:ls
bcal
) 3,
99
Pr>
li!
0000
3
Mo
dE
llo1
4
Ypc
:;
ao .
. a1
"Pr
.. e
2'M
o"
aS'P
ltIpt
:; ..
a4'Y
oofp
G
(par
êmfil
tro)
2.06
469
(est
atlS
bcl;l
t) 3,
90
Pr>
lti
0000
4 M
odel
o 15
Y
pc '
" ao
+ a
l'P
r ..
e2'P
IG .
. e3
'Plb
pc .
. a4
'Ydf
ilfpC
(p
arêm
etro
) 2.
0481
8
(est
atfs
tJca
l) 3,
96
Pr>
Itl
00
00
3
MoO
OIO
16
Ypc
'"
eo
" e
,'P
r" e
2'P
ec"
e3
'Plb
pc"
a4'
Yde
fpc
(par
ême!
ro)
2.05
312
(est
atls
bcel
) 3,
94
Pr>
III
00
00
4
MW
eto
t7
Ypc
'"
ao +
el'p
r ..
e2
'Mc"
e3
'Plb
pç"
a4'
Ydf
ilfpC
(p
arêm
Wo)
2.
0492
5
(es!
atis
beal
) 3,
94
Pr>
111
0000
4
Mod
elo
18
Ype
"11
10"
a1
'Pr"
a2
'P!s
" a3
'Plb
pc .
. a4
'Yde
fpc
(pE!
lrêm
etro
) 2,
0760
5
(est
atfs
\Jca
l) ',0
0
Pr>
IY
00
00
3
Mod
elo
19
Ypc
'"
ao +
al'P
r +
e2
'Pe
s" e
J'P
lbp
e"
a4'Y
detp
e (p
arém
etro
) 2,
0761
5
(est
atls
bclll
) 3,
99
Pr>
1II
00
00
3
Mod
elo
20
Ype
-ao
..
a1
'Pr
.. a
2·M
s" a
3"P
lbp
c" a
4'Y
def'p
c (p
arêm
elro
) 2,
0751
3
(est
atIS
beal
) 3.
99
Pr
> 11
1 0
00
03
Mod
elo
21
Ypc
'" ~o ~
a
l'P
r" e
S'P
lbpc
+ 8
4'Y
defp
c (p
arêm
etro
) 2.
1069
5
(fJS
tatls
oeal
) '.""
P
r> II
1 0
00
02
Mo<
;lel0
22
Ypc
'"
eo ..
al'P
r +
erp
cs ..
aS
'Plb
pe +
a4'
Yde
fpc
(par
êmet
ro)
2,21
043
{asl
atls
tleat
l 3.
97
Pr>
tu
0,00
03
send
o Y
pe '
" !m
porta
çéo
de c
alé ~(de b
rasi
leiro
em
term
os p
er e
aplta
:
Pr
'" Pr~o d
o ca
lé b
raS
ileiro
~ortado p
ara
este
mer
cado
Plb
pc '"
lnd
tce
real
dO
PIB
em
ter
mos
per
cap
lta
Yde
lpc
~ V
lWlé
vel
Y d
$tas
ada
em 1
per
íodo
em
ter
mos
per
cap
lta
PIO
'" P
reço
de
Impo
rtaçã
o <te
out
ras
bebi
das
por
este
mar
cailO
Poo
: '"
Pre
ço d
e el
!Por
taçã
o 00
ow
tras
bebi
das
por
este
mer
cado
PIe
'" P
reço
de
'mpo
rtaçã
o da
eM
por
est
e m
erca
do
Pec
'" P
reço
de ~ão <
lEI e
M p
or e
stfl
mer
cado
PIS
'" P
reço
de
ImP
Qrt6
Çoo
de
suco
de
lara
nJ8
por
este
mer
cado
Pes
'" P
reço
de
e:w
port1
lção
da s
uco
de la
ranj
a po
r es
te m
erca
do
Mo
'" M
édia
dos
pre
ços
de I
mpo
rtaçã
o a
eX4X
lrtaç
áo <
!fi ou
tras
bebi
das
por
este
mer
cado
Me
'" M
édia
dos
Pl'&
yos
de Im
pOrta
çOO
a e
xpor
taçã
o de
eM
é po
r es
te m
erc"
óo
Ms
'" M
(jd18
dos
pre
ços
Ot;t
Impo
rtaçé
o e
expo
rtayé
O d
e su
co d
e l"n
mJe
por
est
a m
erea
{jQ
Pcs
'" P
reço
do
calé
sub
sbtt.
Jto
do c
até
braS
lkllr
o ne
sle
mer
cado
ns '"
néo
Slg
nlhe
$vo
(éJI
)s~n
Cla
de 6
I.Jto
cOfl'e
!eça
o)
IC "
'lncO
l"\el
USI
VO
• '"
pres
ença
00
Si,J
locO
ITel
açâo
0002
8 05
417
0,00
18
-3,1
0
00
03
9
-0,0
019
-3.2
4
00
02
6
-0.0
020
-3,4
6
00
01
4
-0,0
019
-3,4
1
0001
7
-0,0
019
-3.4
3
00
01
6
-0.0
019
-3.3
7
00
01
8
-0.0
019
-3,3
7
00
01
9
-0,0
019
-3,S
7
00
01
9
-0.0
02
-3,4
5
00
01
5
-0.0
0149
-0
,000
54
.1,3
0 -0
.39
0,20
31
0,69
75
0003
1 00
004
-0,0
243
-0.0
155
0.49
28
-0,3
3 -3
,57
4,39
07
42
4
0001
0 00
001
-0,0
166
-0.0
155
0.49
68
-0.1
2 -3
,33
4.43
0906
2 00
021
<0
00
01
0.11
53
-0,0
174
05
14
2
0,75
-3
,57
4,52
04
57
2
0001
1 <
00
00
1
0.01
37
-0.Q
160
0,49
27
0,44
-3
.65
',' 0
66
05
0
00
08
<
000
01
0,02
81
·0,0
163
0.49
48
0,52
·3
.65
4,43
06
05
0
00
00
8
< o
0001
-0,0
408
·0.0
153
0.49
40
-0,2
1 -3
.28
4,39
08
33
5
00
02
4
< 0
0001
-0,0
072
-0.0
156
0.49
52
-0,0
4 -2
,65
4.33
0966
7 0
00
73
00
001
-0,0
290
-0,0
153
0,49
35
-0.1
3 ·2
,85
4,33
-
08
96
7
00
07
3
0000
1
-0,0
160
0,49
30
-3,7
4,
46
0000
7 <
00
00
1
-0,0
162
0045
58
·3,6
5 3.
67
0,00
09
0,00
08
0,11
2 0,
013
0.84
37
0,82
58
47,2
3 <:
0,00
01
1,99
0,
05
nsO
,26
-'.1
1
0,11
2 0,
013
0.84
33
0,82
53
47,0
7 <
0.00
01
2,01
-0
,04
ns
-0,2
7 -1
.10
0.11
4 0,
013
0,84
57
0,82
81
47,9
5 <
0,00
01
2,05
-0
,25
ns-
0,2
9
-1,2
4
0.11
2 0,
013
0,84
41
ON
el
47,3
6 <
0,0
00
12
01
-0
,05
1"\5
-0,2
7 "1
,14
0,11
2 0,
012
0,_
0,
8266
47
.49
<0
,00
01
2,0
2
-0,0
7 ns
-0.
27
-1,1
6
0.11
2 0.
013
0,84
34
0,82
55
47,1
2 <
0,00
01
2,01
-o
.oS
I"\S
-0,2
7 -1
,09
0,11
4 0,
013
0,84
32
0,82
53
47,0
5 <
0,0
00
12
,02
-0
,09
ns
-0.2
7 -1
,11
0,11
4 0,
013
0,84
33
0.82
54
47,0
8 <
0,00
01
2,02
-0
,07
m-O
,2?
-1,0
9
0,11
1 0,
012
0,84
43
0,83
13
65,0
5 <
0,00
01
2,02
-0
,05
ns
-0.2
7 .1
,14
0,12
4 0,
015
0,82
87
0,80
91
42,3
2 <
0,00
01
2,02
-0
,07
ns-O
,21
-1.1
$ ......
O ......
Tab
ela
20. R
esum
o da
s re
gres
sões
par
a os
Est
ados
Uni
dos
-da
dos
loga
ritim
izad
os
40
0b
sarv
açó
es
Pr(
-l,9
6sh
51
,9fJ
)e::
O,9
5
(ao}
mte
rcap
tn
Pr(
al)
In
Pe
s(a
l)
InP
lo(a
2)
!nP
ao{a
2)
InM
o(a2
) In
Ple
(a2)
lo
Pee
(a2)
In
Mc(
a2)
InP
ls(a
l)
loP
as(e
2)
InM
s{a2
) In
Plb
pc(a
3j
InY
defp
C(a
4j
f'J(Yd,~;(Yd9~
R·s
ql,iª
r",
AdI
R-s
QI.I
I:ifE
L.
Fya
lue
P
r>.E
d
(DW
) h
Ep
Er
Mod
elo
12
InY
pc::
ao +
a1'
lnP
r +
a2"
lnPI
O +
a3*
lnP
lbpc
-I" a4
"II1Y
defp
c
Mod
ak)
13
loY
pe"
ao +
al*I
I1P
r +
a2"
lnP
eo +
a3*
lnP
lbpc
+ a
4'In
Yde
tpc
Mod
elo
14
~YPc =
ao
" a
l"ln
Pr
.. a2
'lnM
o ..
a3"in
PID
pC T
a4"
lnY
defp
c
Mod
elo
15
InY
pc '"
~ +
al·
lnP
r ..
a2"t
nf'lc
+ a
3'In
Plb
pç .
. \34
"inY
defp
ç
MO
delo
16
JnYp
ç;;.
ao .
. al·I
I1P
r ..
a2
"tn
Pe
c" a
3'ln
Plb
pc +
a4'
lnY
OO
fpç
Mod
9!o
17
InY
pc::
ao ..
a1"
lnP
r ..
a2"ln
Mc
.. El
3'!n
P1bp
<: .
. a4
'lnY
d9fp
e
Mod
elo
18
InY
p<:"
ao
" a1
'lnP
r ..
a2"i
nPIS
" a3
'lnP
lbpç
.. a
4'ln
Yoo
lpc
Mod
elo
19
InV
Pc
= a
o" 8
1"ln
F'r
+ 8
2"ln
Pes
+ a
3"ln
Plb
pc ..
a4"
InY
defp
c
Mod
elo
20
tI1VD
<" a
o"
a"l
nP
, .. E
l2"ln
Ms
.. a3
'lnP
lbpc
.. a
4"ln
Yde
lpc
Mod
alo
21
InY
pç"
00
+ a
,'!n
Pr
T a
3'ln
Plb
pc +
65'
InY
dafp
c
Mod
elo
22
IIlY
pc"
ao
.. a
l"ln
Pr
.. a2
·lnP
çs ..
a3"
lnP
lbpc
.. a
4"in
Yda
fpç
send
o In
=log
el"ll
mon
8tV
T6i
Yp
c"lm
po
rta
çêo
da
çal<
)va
rde
bra
sll&
lro
em
tarm
osp
arç
ap
l!e
Pr=P
raço
doça
l~br
asll
elro
axpO
l1l;
'ldO
para
este
merc
ado
PIO
pÇ ~
Indl
ce r
eal d
o P
IB a
m ta
rmos
per
cap
lta
Yd
afp
c" V
l;Iné
vel Y
dal
asad
aam
1 p
erio
óo e
m t
erm
os p
er ç
aplta
PIO
;: P
raço
da
Impo
rtaç
éo d
e ou
tras
bebi
das
por
",ste
mar
cado
Peo
= P
reço
da a~êo d
a Q
l.ltl'a
$ ba
blda
s po
r es
ta m
afçe
do
Pie
= P
raço
da
Impo
ItaI;é
o de
c ch
á po
r as
te m
arca
do
Pe
ç::
Pre
ço d
e e>
:pO
rtaç
êoda
chép
oras
tem
erçE
ldo
PIS
:: P
reço
da
ImpO
tUlÇ
êo 0
9 su
ço d
e la
ranl
a po
r est
e m
arça
do
Pes
:: P
reço
de
ellP
orta
çêo
da s
uco
clt>
lara
nja
por
aSle
mar
c8dQ
(per
êmat
ro)
9,25
00
-0,3
307
(ast
aUsI
lc<l
l) 4,
32
-3.0
0
-0,0
69
·0,5
4
.1,7
1051
0,
2046
-4.4
4 1.
4
Pr>
ltL__
_ 0.
0001
0.
004
0.59
35
"0.0
001
OJ6
9.l
(per
ém$t
l'o)
9M
63
_0
,318
2 -0
,0<1
927
., ,7
4042
0,
2029
2
(est
atls
tlcat
) 3,
89
·2.1
·0
,49
..415
1,
39
Pr
>: .ItI
____
___
0.00
04
0.01
07
0.62
57
0.00
02
0,17
44
(pan
1met
roJ
9,49
76
-0.3
451
-M04
.1
,805
76
0,21
228
(est
atl$
tleat
) 4
J3
-3
,29
-0,0
5 ..<
1,16
1,
45
Pr"
~
0,00
02
0.00
23
.0.,9
577
Q.O
O02
.Q
• .15.i
6. (p
arém
etro
) 9,
8987
·0
,357
3
(est
atiS
\lcat
) 4,
02
·3,1
7
0,06
7
0,27
.1,8
8836
0,
2183
5
-3,9
6 1,
48
Pr"~
º-.Qºº.~
0.00
32
_º-.N
101
____
~QQ93 .
. _._~7
(par
êmet
ro)
VO
O7
-0
,352
8 0,
062
.1,8
6268
0,
2078
(9st
at1s
tlçal
) 4,
61
-3,3
6 0,
48
..4,6
3 1,
43
pr"
Ili _
_ ._
_ c
0.00
01
0.00
19
0.63
75
c 0.
0001
0.
1623
(pE
ll'êm
etro
) 9,
7100
6 ·0
,354
32
(est
atls
tlcal
) 4,
5$
-3,3
6
0.07
2
0.46
.18
73
49
0,
2102
5
-.4,5
7 1
,45
pp
llL
___
< 0
.000
1 0.
0019
0.
6449
<
O.O
OCl
0.15
7
(par
êm$\
Tol
10
.003
5 -0
,349
6 0,
067
.1.9
0849
0,
2056
2
(est
atls
tlcat
) 4.
5 -3
,37
0,57
-4
,52
1,41
Pr~ltL__
<0.0
001
0.00
19
0.57
19
<0.0
001
0.11
$65
(par
émet
ro)
8,80
63
-0,3
434
·0.1
59
.1.6
4026
0,
1789
5
(ast
a!ls
lJça
t) 3
)7
-3,3
2 -0
,69
-3,5
3 1,
17
Pr ~!
tI
0.00
06
0,00
21
0,49
39
0.00
12
0.14
8
(par
êmet
ro)
9,69
57
·0.3
476
0,02
1 .1
,846
93
0,21
379
(est
atiS
tlcat
) 3.
86
·3,2
9 0.
1 ·3
.75
1,45
Pr:>
l!L
__
.0
.Q00
5.
0,00
23
0.91
74
0.00
06
0.15
5.5
(par
émet
ro)
8M22
4 -0
,32
.17
02
3
0,20
96
(aS
Ultl
Slle
at)
3,39
·2
,83
-3,7
3 1,
53
Pr:>
ltI_
___
0.00
17
0.00
75
0.00
07
0.13
51
(per
émet
ro)
10,9
1332
·0
,114
66
·0,4
3718
.1
.865
7 0,
0894
(ast
eUS
l,iça
t) 5,
22
·0,7
5 ·2
.03
-4,9
8 0,
59
Pr"
.l!L_._<Q~QQQJ___
0.45
60
.0..9
501
__
__
__
~.º~0001
__ Q
.5_51
?§,
Mo
= M
edia
dos
pre
ços
da Im
port
ação
a a~o
rtaç
ão d
e ou
tras
bebi
das
por a
ste
mer
cado
Me "~dla d
os p
reço
s da
Impo
rtaç
ão e
e~onaçao d
e e
M p
or e
ste
mer
eaóo
Ms
= M
é<;l!
a dO
S pr
aços
Ofll
mpo
rtaçO
O e
axp
o!1a
çêo
da s
uco
da la
ranj
a po
r as
ta m
Ell"c
adO
Pes
= P
reço
do
ealé
SlJ
bs\lM
O d
o ça
/é b
rasi
leiro
nas
ta m
erca
do
ns:
: né
oSIQ
nlfi
ca1l
vo(a
us~n
clad
aaut
oeor
rela
çéo)
IC=
lnco
nclu
sl\lo
" =
pra
senç
ada
auto
corr
elaç
oo
0,14
6 0,
021
0,76
04
0,73
30
27,7
1 <0
,000
1 1,
92
0,64
os
-0,
33
.1,7
7
O,iA
6 0,
021
0.'6
01
0,
7327
27
,72
<0
,00
01
1,9
0
0,84
rl
s·0
32
·1,7
4
0,14
6 om
' 0,
7584
0
}30
8
27,4
7 <
0,00
01
1,93
0,
58
ns
-0,3
5 .1
,81
OJ4
8 0,
022
0,75
89
0.73
14
27,5
4 <
0,0
001
1.96
0.
39
115
-0,3
6 -1
,89
0,14
6 0,
021
0.76
00
0,73
25
27.7
0 <
0,00
01
1,93
0,
57
os
·0.3
5 -1
,86
0,14
5 0,
021
0,75
99
0,73
25
27,6
9 <
Om
01
1,9
3
0.53
n
s·O
,35
·1,8
7
0,14
6 0,
021
0}6
06
Q
}33
3
27,8
1 "0
.00
01
1.
97
0,27
ns
·0
.35
·1,9
1
0.15
2 0.
023
0,76
17
0,73
44
27,9
6 <0
,000
1 1.
94
0,75
ns
-0
.34
·1,6
4
0,14
7 0,
022
0,75
85
0,13
09
27,4
8 "0
,000
1 1,
94
0.55
ns
-0,
35
·1,8
5
0.13
7 0,
01$
0.76
13
0.14
14
38,2
7 <
0,00
01
1,84
0 l.
ü2
ns
·0.3
2 ·P
O
0,15
1 0,
023
0,78
30
0,75
82
31,5
7 <
0.00
01
1,91
8 0,
85
ns -
0.11
-1
,87 - O N
Tab
ela
21. R
esum
o da
s re
gres
sões
par
a a
Ale
man
ha -
dado
s nã
o lo
gari
tim
izad
os
4'~
Pr{
·1,9
6o$t
uil,
96)"
O,9
!S
~~.
Pr{
al)
P
es{
a2)
PIo
(mI)
P
eo
(a2
) M
a(a2
) P
Ic(a
2)
Pec
(a2
) ~(a2)
PI,
,(a2
) Pe
s(~J
""
-{a
l)
Plb
{liI,3
) pe
,tS
.(a4
) _~_~{a
4) ....
~{ao&l __ -
----..2I.Y~L_-.i..(Y~_I ___
_ ~UjlI_~~~_'<IIIll)8
Pr"
/,,
__ ~ h~_.§!
Er
~1
y ..
ftIQ+al"Pr.a2"PIo+~"Plb+a<4"'(4of
(pIl
fêlm
llro)
.1
8688
0 -1
912,
9311
-3
$416
75
4oeo
:J O
,-45I
J2$
0,18
0 O,
~6
0.78
01
0,75
$7
31
.93
" 0
.000
1 1,
83
INÚ
Mt!
ç
-0.2
1 1.
&4
(eet
atla
\lçQ
1)
.o,.t
1 ·1
.93
-3,5
6 4,
01
2:,&
5
Pr"
.l!L
.. __
~O~~
0,06
19
0,00
11
O,o
o!p
_
__---
---º'-O
O.71
_.2
Y
"OO
+a
l"P
r+1
I2"P
$o
+Il
3"?
ib+
a4
"Yd
ef
(par
imet
ro)
l5Sl
etl
-12<
42,3
8 ·2
9979
32
3750
11
0,36
46
0.18
0 0,
032
O,m
7
0.10&
6$
(est
atl.
ucu,
l)
0,11
_1
,17
-3,3
8 3,
82
2,03
Pr"J
!L
_---
---º
.,§68
3 0.
2515
0.
0018
O,~
0,D
500
-, Y
""+
al'P
r+ljI
2"M
cl+
1J,
3"P
1b
+a
4"Y
(Ia
f (pII~o)
-102
'$61S
_'
''91,
14
~
4573
5 O.~
0,16
9 0,
029
0,79
37
OP
OS
(OI\l
Qll.
tlc;u
;t)
..Q,2
7 -1
,51)
-3
..
• ....
2 U
M
Pr~ªª-~ _
_ ~
0,1
43
3_
__
0,
0003
cO
.(l(lQ
.l O
-,0I$
Il1
_4
Y
"aQ
+a
l"9
f+a
2"P
1c+
a3
"P1
b+
a4
"Yd
ef
(p
IIrtm
.iro
)""1
-Z
006.
69
1813
99
86G
8 0.
1389
O
,te.
. 0,
027
0,70
27
0,11
696
(8l!l
at11
ltice
:1)
0.1)
4 -1
.64
0.1~
,."
<,'
Pr~-,p _
_ 0
.111
)4
0.8tK
)13
0.12
$10
~.OOOI
_., Y"IiIO+Ql"f>r+.2"PeQ+~"Plb+ .
.. "Y
óef
(pll
rAm
elfo
) 14
2490
4 _
18
21
.n
-1-4
14&
5 18
830
O,~
0,11
1 0.
029
0.11
79
0,88
86
(e.ta
I!1I
tioa
1l
0,33
-1
,58
-1,-4
2
.f
3.7$
Pr"
'J!L
----
----
--ºJ
.. ~
_o
,12
80
0.
1691
Q
,0
42
$O
,O
OO
6
_. Y"IiIO+el"Pf+Il2"MQ+~+a4"YdoDf
(pIIi
r4m
elro
) 26
9318
-1
1155
,41
_~
18
Ml
O,~
0.17
1 0.
029
0,11
82
O,~
(..ta
tIIlÜ
Cl1
l0
0,82
-1
,59
-1,4
2 2,
11
3,1'
$
Pr'"
1!l
_Q,~
0.12
08
0.16
52
0.04
23
0,00
06
-, Y
"1iIO
+ e
l"P
r +
1l2
"Ph1
, +
1i1
3''P
ltH H
"Yó
ef
<p
-rtm
eIr
o)
1895
20
-~-4,t51
-569
IlI5e
2Q
ISo4Q
0,
5364
o,
ml
0,03
1 0,
7:)$
1 0.
1108
( ... I~I)
0,04
0 -1
.82
-2.2
7 2.
8 3,
05
Pr"
'lli
0.65
17
0.07
1-4
O.o
m
0,00
82
0.O
().f3
_.
Y-1
iIO +
al"
Pr
+ 1
i12"
P&'I
+ a
3"P1
b +
H"Y
de
f ~ro)
3157
69
·220
43,2
9 -1
1089
0 $1
93,9
3 0.
n30
0,16
5 0.
021
0.70
56
0.8
m
(8IIIld~k:a1)
0.81
-1
.83
-0,6
2 1.
65
-4.5
1
Pr"'.l!l_~_~
.O.O
JIP
M ..
,§
,_
0.1
0P
._
_
~0.QQ91
_. Y
...
. +
al*
P'f+
1l2
'Mr/.
+ a
3"P1
b ..
OiI'i
"Yde
f ~)
38&
1-45
-2
3119
,040
4011
40
1310
11
0,fl
$l1
0.18
6 0.
028
0.n
13
0.
89(1
3
(e.t
aII 1
l!1ça
1)
0.81
-2
,004
-1
,58
2.2
3.82
Pr"'l
1l.
~7$
0.04
Q0
0.121
.8___
_ OJQ"~L
_-----
º,C)Q
Q04_
Mo
daI
ol0
Y
"IiI
O+
al"
Pf+
1iI
3'9
1b
+H
"Yô
ef
(pa
rtll'
\$lfQ
) 21
"105
-2
(151
,20
87$4
0.
7 ....
' 0,
158
0,02
5 0,
7025
0,
8783
"1~(I$11J2·2002)
(eat
etll
ltic
al)
0.-4
9 -1
,15
1,8
-4.1
Pr ~ lU
__
!t.~
1IO
O,OI
!QO
01
16
3
..o 00
01
Mod
$Iof
O.l
Y-I
\lD
+a
1"P
r+$
3"P
ib+
8'I
"Yd
oI
(pal
Am
elro
) -6
&406
·1
7"7,
19
1152
2 0.
7391
0,
119
0,03
2 0.
8798
0,
&46
5
33~(1970·:lOO2)
~10.2
V ..
QI)
.. a
l"P
r+a
3"P
1b
+ ..
.. "Y
def
23~(1960·20()2)
(eQ
lf1l!l
ea
1)
-0.1
0 .,,,
. 1.
"2
",12
Pr"
'ill
_Q
--,lno
404
0,22
13
0.18
50
O,()
(lIX
J
~Il)
31
38
:»
....uJ
Z8.<
W
1109
1 0.
1130
0,
215
0.04
6 0,
6802
0,
8066
(eII
tett
.uc.
O
0,30
-1
,57
0.89
3,
32
Pr ..
~~_~
.. OJ.~___
O.~,___
_0,00
3I:I
Moc
Wc!
100
Y ..
QI)+1iI1"Pr+~"Plb ..
IJ'
I"08
6+0i
I5"Y
deI
4'~(19G2-2002)
~)
341)
32
.131
7,88
79
9539
-1
131$
48
0,76
126
0,15
3 0,
023
0,13
17
0,10
19
(..a
atl
lllle
al)
0,
0&
-1.1
100
'."
_1,g
e 4
,"
Pr '"
ill
O,9
3n
0.27
53
0.0
71
il!i0
,0
65
3-cO
,0
0Q
1
Mod
o!Q
10
fi
Y"I
iIO
+ a
l'P
r+ a
l"P
lb +
a4"
Roo
+ ld
S"Y
def
-4,~(11l62·2002)
(par
AI1
1eIf
o)
1337
556
-157
,1.s
2 -1
eo:l6
1,
1040
6 0.
52
0,15
9 0.
025
0,76
16
0.7-
418
(etI
laIf
ldlc
at)
2.53
..0
.130
0 .1
,85
3.18
3.
2-4
Pf .
. m
M11
lO
O,,,
ª,,º-
----
-O
,Qn
!L
Q.0
031
_0,0
028
Mo
d$
IQI1
Y"QI)+GI"Pr+IiI2~+a3"P1t>+a<I"Ydef
(pIIi
rGrn
etll)
13
3773
-2
971,
81
949,
69
~lo;
, 0,
749$
0,
161
0,021
;1 0.
7032
: 0,
6702
.....,
(e«att~l)
0,26
-0
,88
0,29
1.1
;11
-4,5
4
Pr"m
_-
----
---º
..799
1 0.
J8.4
i 0,
712t
l 0.
1172
~,0001
Y .
. ffTlpOltaç6DdeC1af.~bra&IIelrQpQI"~~
f>("PnIoçodQçaI'.~~pQI"<MI<t~
Pib
.. Incttoo~dc!PIB
Yd$f.\fIilriéY91V~"""lp.r1QdQ
PIo
" P
reço
da
knpo
flaÇ
AQde
ClU
ll"a1
l beb
idM
po
flN
llo
rne
«.:a
r;$o
Pf;IQ"PrGÇOde~daoul.t"lu~pQI"$1I!Gmor~
Pk:
.. Pf&çodef,"~dech4ptJfe1l!G~
Pec"Pr~de~ded'láPQfIllll<l~
P\f-
Pre
çoda
lmpo
rtaç
Aod
elU
CO
dala
fanj
apof
e.te
mer
cado
~"PfGÇOde~de$IJÇQdabmv>japQl"",1I1IlGfÇaÓQ
MQ·M(M:jb1do11prOÇl)$delrrtpQrlaçAQe~deQUlra,~pI)("'~
Mc"M6óladQoprOÇQlldelmpOOGçAoe~dad'láporliJ$tell18fClldc!
M\I."Médla:doII~dalm~G~da~daIaJ"alljapQl"&'Ita~
~"f>
reço
dc!e
afér
wbli
tiMo
dc!~
bn1l
5lle
tll)
f\El
ldel
118f
ÇG(\
Q
D86
., V
lilriá
veI d
um
my
parv
; Q a
!IQ
do 1~
Ree
.. R~daçal.yeróeptJfll$httrMtlfCa<kl
n ...
. f'40llignltk:$ll'l'Q(llI~dal\UlOÇorT~)
lc ..
jflÇ
q!lÇ
ll,lQ
iyQ
'''p
'_J1
9ad
eau
tQeo
oll
laçê
Q
lM2-
201n
(41
ob
WV
.ç6
0.)
_"<
0'0
~1.11
MfM
:Iiil
deY
(II)
MO
dIa
4fP
r{b
)
~.
~12.~
Méd
ia d
eYpc
(c)
M$
dla
,de
Pr(
b)
~, """
""""', ..
.. ~11111
MO
dla
dllY
(a)
Méd
Ia d
a P
lS (d
>
Mod
oIII
ot12
.22
Mé<
ll.\1
daY
pc(ç
)
Méd
llll d
aPlB
po::
(e)
1.58
6.8$
4
171,
95
O,OO
O101
1:M
1.19
171~
14
3.*
1.58
6.85
4
71
,$
0,- 1,19
m.
1f70
0200
2 (Q
QbMfV~_J
--,.....,
M
lldlli
ldo!
Y (
a)
MoW
iada
Pr{
b)
~.
tMM
;Ila
deY
pc(ç
)
Méd
ia d
aP
r (b
)
~,
EI ..
tk:ldader~
M6
dla
de
Yfa
)
MiM
lJa
de
Pl8
(d)
Mé
dla
da
Vp
c(ç)
Méd
ia d
a P
IBpe
(e)
1.73
2.-4
12
170,
-49
O,00
0QlIJ
I!J41
',30
170,
-49
1~1,61~
1.7
3vm
19
.11
0,_
'.30
80,8
1 -
1$81
)o2(
JOl (
2:'$
QO..,.,
IÇ6o_,
_
"""0
M
édia
da
Y (
a)
M6
d1
rlt.
Pr(
b)
~.
Méd
ill d
e Y
pc (
c)
Méd
ia d
e P
r(b)
~,
1Da.
tk1r
;illd
e.-.n
d.t
Méd
ÍII d
eY (a
)
Mé
c;lla
de
PlB
(d)
Mó
dill
de
Yp
c(ç)
Méd
ia d
a Pl
Bpo:
: (e
)
2.01
8.38
2
13
1,n
0,_
'.5O
13
7,n
l1,n
o
2.1)
16.3
82
... ao
0_ ',50
",,5
9
611,1
7
30,1
6 ..
0,00
01
1,69
tN
ÚM
! k:
.(
l,13
1,10
34,6
3 <
0,00
01
1,58
fN
UM
I kl
-0
,16
2.07
21.2
1 <
0,00
01
2,0<
4 iJ
NU
M!
kl
-0.2
2 0.
39
22.9
0 ..
0.00
01
2,04
; 'N
ÚM
l Iç
-0
20
0,
&4
22,;.
4 ..
0.00
01
2.01
iJ
NÚ
Mt
k::
-02
0
0,86
25,5
8 ..
0.00
01
2.11
IN
UM
! k:
-0,2
2 0,
93
21,5
1 "0
.000
1 2,
0<1
INÚ
M!
k:
-0.2
-4
0,42
23,2
9 "O
.O()O
t 2,
08
'NU
M!
k:
-0,2
8 Q
.82
2;;,1
2 "o
,000
1 2.
03
INÚ
Mt
k::
-O,Z
2 0,
040
20.5
1 "'0
.000
1 2.
03
lNúM
! lo
-0.1
1 0.
53
12.3
1 ..
0.0
001
2,00
fN
ÍIM!
kl
..(),3
2:
0,-4
8
2-4,
54
<0
,00
01
2,0
<1
-0
.&:.\
8 f\Q
..().1
-4
0,043
29,1
3 ..
0.00
01
1.90
IN
UM!
lo
-0,0
2 -0
,8.2
21,3
2 "0
.00
01
2.0
<1
If
NlIM
! ie
-0
.32
0.-4
1
.- o w
Tab
ela
22. R
esum
o da
s re
gres
sões
par
a a
Ale
man
ha -
dado
s lo
garit
imiz
ados
41 obs~rva<;oes
Prl
"1,9
6'li
h$1.
961=
O.9
$
(ao)
Inte
rcso
In
Pr
(a1)
In
Pcs
(a2
) In
PIO
(a2
) In
Peo
(a2
) In
Mo
(82)
In
Plc
(a2
) In
Pec
(a2
) tn
Me
(a2)
In
P!5
(a2
) In
Pss
(a
2)l
nM
s (a
2)
InP
ib (
a3)
.lnY
daf (
e4
L
a [Yde~
_____ t?
(Yde~
____ B
-sQua
r_E1. _
_____ ~d
l R,s
_ql.!~
r_a_
F_~L
~ ___
Pr_
?:E
___
_ dJ_
Q'!!
} __ L
__
____
_ ~_
Er
Mod
e40
1 In
Y"
aO +
a1'
InP
r +
a2
'.,p
lO +
a3'
lflP
lb +
a4'
lnvC
leI
(pa
r$le
tro
) 8,
2443
5 ·0
,403
16
-3,0
2
-OA
42
.1.5
4
1,07
061
0,21
089
0,15
9 0.
025
0,61
64
0,57
38
(ast
atlS
llcat
) 3.
25
2,23
1,
33
pr
> !!
l__
_Q~Qºl_~____
_Q~º_~6
.0..1.
314
__
_ O.
Q3:2.
1. ___
___ Q
.l92.
Mod
elo
2 In
Y"
ao +
al'\
nP
r" a
2'ln
Peo
" <!
3'InP
10 +
a4'
lrlY
d$l
(Per
êl'T
l<!tr
o)
7,99
68
-0,3
204
-0,5
7119
1,
2368
6 0,
1484
1 0,
164
0,02
7 0,
6303
0,
5893
(est
mls
tlcat
) 3,
3 -2
,29
·',9
6
2,61
0,
9
Pr"lI
1___
___
O.Q
.oll.
_ O
,Q2J
!1
Q.0
:S82
_
__
__
0.Q
1l __
______
0.3
]]J
Mod~1o 3
jn
Y =
ao
.. (I
'"ln
Pr
+ e
2"In
Mo
.. e.
3"ln
Plb
+ a
4"ln
Yde
l (p
arâm
etro
) 7,
4121
-0
,344
0 -0
,660
1,
3798
6 0,
1462
7 0,
163
0,02
7 0,
6325
0,
5917
Mod
elo
4 In
Y =
00
" e
'"ln
Pr
.. a
2"l
nP
lc"
a3
"ln
Plb
" E\
4"In
Yd91
(est
aUsb
cel)
2,9
-2,5
4 -2
,02
2,62
0,
89
PP
It!
0,00
63
0.Q
155
0,05
13
__ 0
,012
1.
__ 0
.376
6_
[par
l!lm
etro
) 10
,340
1 -0
.409
8
(ast
atls
bcal
) 4,
61
-2,8
5
0,15
9
0,23
0,40
645
0,29
535
1,81
1,
92
Po,
IIL
___
_ <O
.O_º
QL
O.º
ºJ2
____
J),6
214
__
__
__
-----------º---Q~MM
0,15
4 0.
024
0,59
16
0.54
62
Mod
elo
5 In
Y =
ao"
e"l
nP
r ..
a2
'lnP
ec"
a3"
lnP
lb ..
E\4
·InY
del
(par
émet
ro)
9,44
67
-0.3
179
-0,3
44
0,92
001
0.21
$65
0,16
0 0,
025
0,61
18
0,56
86
(est
atls
tlcal
) 4
J8
-V~
-1,3
9 2,
14
1,38
Pr>
1t!
0,00
02
0.00
91
0,17
4 _0
.039
0.
177
Mod
elo
6 in
Y =
ao
.. (l
l'ln
Pr
+ a
2"l
nM
c" a
3"I
flP!b
" a4
·\nY
d&l
(par
émel
;ro)
9A71
3 -0
,388
6 -0
.462
_lA
S
0,94
12
0,21
398
0.16
0 0,
026
0,61
35
0,57
05
(est
atls
bcat
) 4.
22
-2,6
8 2.
2 1,
34
PP
\tl
0,00
02
0.00
67
_0,1
567
0,03
41
0.18
89
Mod
elo
7 In
Y =
ao"
e,'l
nP
r +
a2'
InP
lS +
a3
"ln
Plb
" a4
"j(lY
d!ill
(par
êmet
ro)
10,4
315
-0,4
241
-0,1
43
0,51
002
0.26
161
0,15
9 0.
025
0.59
76
0.55
29
(est
atlS
tlcal
) 4,
69
-3,1
1 -0
,77
1,98
1,
64
Pr
> \t
i <0
,000
1 0.
00.3
6 0.
4478
0.
0557
0,
1095
M
odel
o 8
~Y:: ao
l' a
,'ln
Pr
l' a
2"ln
Pes
l' e
3'ln
P,b
" E!
4'II1
Yd&/
(p
arêm
el;ro
) 10
,882
9 -0
.480
0 ·0
.111
0,
35(1
16
0.29
369
0,15
0 0,
023
0,60
30
0,55
89
(est
aUsb
cat)
4,79
-3
,26
-1.0
4 1.
57
1,95
PP
!tl
<O.o
.º-º1
0.
0024
03
036
0124
5 00
585
Mod
elo
9 ln
Y:.
1.10
" al'l
nP
r +
a2
"ln
Ms"
a3
'lnP
lb"
&4'
lnY
def
(par
émet
ro)
10,8
731
-0.4
662
-0,1
90
0,43
615
0,26
637
0,15
4 0,
024
0,60
31
0,55
91
(est
al/s
bcat
) 4
}9
-3
,28
_1,0
5 1,
96
1}3
PP
It!
<0.0
00.1
0,
0023
_
__
Q..~~~IL-Q..Qfili
Mod
elo
10
lIIY
:: a
o ..
el"l
rIP
r l' a
3"ln
Plb
+ a
5"ln
Yde
! (p
arl!l
met
ro)
10,2
9193
·0
.42
0,40
93
0,30
04
(est
atis
bca
I) 4,
67
-3,~O
1,85
2
Pr
> Itl
<
0.0
001
0.00
37
0,07
19
0,05
32
Mod
elo
11
I11Y
:: ao
+ a
1'!n
Pr
l' a
2"ln
Pcs
l' a
3'ln
Plb
.. e
4'ln
Yde
f (p
arêm
etro
) 10
,273
5
(astans~cat)
4,08
-0,4
2
.1,2
0
0,00
66
0.02
0,40
99
0,30
09
1,8
1,93
Pr
~!tI
0.00
02
0,23
86
0.98
74
0,07
96
0.06
09
senO
o In
:: lo
gant
mo
natu
ral
y =
!mporte~ão
de c
alé
verd
e br
aSile
iro p
or e
sta
mer
cado
pr
= P
reço
do
calê
bra
sIle
iro e
xpor
tado
Por
est
e m
erca
do
Plb
::in
dlc
ere
ald
OP
!B
Yde
f:.
Van
éve!
Y d
efas
ada
em 1
per
lodo
PIO
= P
reço
de
Impo
rtaç
éo d
e outn~5 b
ati
da
s po
r El
ste
mer
caoo
Pao
= Pr~o d
e ex
porta
Çao
de
outra
s be
bIda
s po
r es
te m
erce
do
PIC
= P
reço
de
Impo
rtaç
ão O
lil' ch
$ po
r es
te m
erca
do
Pec=Preçode~xportaçéodachéporestem""c(ldo
PIS
= P
re<;
o de
Impo
rtaç
éo 0
0 su
co d
e la
ranj
a po
r os
te m
erca
dO
Pe
s;
Pre
ço d
e ~(lçêo d
e su
co d
a le
ranJ
a po
r est
e m
erca
oo
Mo
:. M
édia
dos
pre
ços
da Im
port
ação
e e
xpor
taçã
o de
out
ras
bebi
das
por
este
mE)
rcO
OO
Me
:: M
édia
dos
pre
ços
da Im
PQ
rtaçé
o e
elQ
lOrta
ção
de c
hé p
or e
ste
mer
cado
Pcs
= P
reço
do
café
sub
stlM
o do
caf
é br
eslle
lro n
este
mer
cado
ns =
náo
slQ
n\fic
atlV
Q (
ausé
llc'a
de
auto
corr
elaç
êQ)
IC=I
OC
oncl
usIV
Q
':.pr
esen
ça<
leeu
toco
rral
açéO
0.15
0 0,
024
0,59
10
0,55
79
0.15
6 0,
024
0,59
10
0,54
56
14,4
5 "0
,000
1 1,
71
#NÚ
MI
!C
-0,4
0 1,
07
15,3
5 ~
0,00
01
1,77
#N
UM
I IÇ
-O
32
1,24
15,4
9 <
0,0
001
1,71
#N
UM
I IC
.0
,34
1,38
13,0
4 <
0,00
01
1,84
2,
95
" -0
.4'
OA
l
14.1
8 <
0,00
01
1,86
#N
úMl
IC
-0,3
8 0,
93
14,2
9 <
0,00
01
1,85
#N
ÚM
I IC
-0
,39
0,94
13,3
7 <
0,0
001
1.87
#N
uM!
'c -0
,44
0,51
13,6
7 <
0,00
01
1,85
1.
79
n5
-0,4
8 0,
36
13.6
8 <
0.00
01
1,89
1,
97
• -0
,47
0,44
17,8
2 <
0,00
01
1,83
5,
87
• -0
,42
0.41
13,0
1 <
0.00
01
1,83
5,
84
• -0
,42
0,41
-O ~
Tab
ela
23. R
esum
o da
s re
gres
sões
par
a a
Ale
man
ha -
dado
s nã
o lo
gari
tim
izad
os
41 ~
Pr(
.1.9
EI:
!iih
:!iil
.96
)"O
,95
(ao)
lnte
reep
P
r{a
1)
Pcs
(a2
) ?
Io(a
l)
Pe
o(a
2)
Mo
(a2
) P
ie(a
2)
PecJ
a2)J
.tt:
{~)P
i.'(
~~)~
__ ~_~~~ _~
l!':
3)
Yd
efp
c(a
4)
G(Y
def)
a2
(Yde
f)
R=$
CIu
are
Adj
.R=e
quar
e F
valu
e P
r>F
d
(OW
) h
Ep
Er
M~IQ 1
2 '(
pc;"
ao
+ I
!Il"
Pr'"
a2"P
IQ"
a3"P
lbpc
: +
$4
"Yd
efp
c (p
artm
Wo)
-0
.235
93
-0,0
015
-2,6
351
0,03
10
0,45
31;1
0,
161
0,02
6 0,
7604
0.
7338
26
,56
< 0
,000
1 1,
61
,NU
MI
jç
-0,2
2 ',9
1
(~11Itiea1)
..0,7
3 ·1
,98
·3.4
&
3.66
2,
82
Pr"'m
0
47
15
0Q
!i§i
! O~14
00
00
4
00
07
8
Mod
elo
13
Ypç
"ao
+.'
"Pr
+ a
Z'P
iIo +
a3
"P\b
pc +a4"Y~
(pâ
me
tro
) .a
,,,,,,
,,"
-0,0
000
·2,3
71a
0,_
0,
3348
(ea
tl.t
lca
l)
.0,1
7 .1
,16
-3
,43
3,8
5
1,85
Pr;o
. ~I
0
'"""
O~23
00
01
5
0""
""
00
73
0
Mod
eloU
'(
pc:
" ao
" a
l"P
, +
120
MQ
+ a
30P
Jbpc
..
a4"Y
defp
c (p
artm
etro
) -0
,213
35
.0,0
011
-3,1
066
0,03
64
0,30
!S8
(eat
atl.
t\(:
al)
-0,7
0 .1
,52
-4,0
3 4,
42
1,8
Pr>1
!1
0488
1 ° 1
380
00
00
3
<00
001
00
80
9
Mod
oIo1
5 '(
pc"
ao
+ .,"P
t. a2*
PIc"
a3*
Pib
pc +
a4"
Yde
fpc
(_
I
~02509
-o,0
01!S
O
,lm
0,
0063
0
,=
( _
_ II
ÜC
8I)
0,03
-1
,69
0,19
1,
49
4,39
Pr"
ttl
09
77
4
0,'
00
6
08
47
5
01
"'"
<
0000
1
Mod
elo
16
Vp
c"
ao'"
/il1
°Pr
t 12
°P«;
+ ~0Plbpe'" l
l4"Y
detp
e (P
lrim
etfo
) 0,
0718
3 .(
J,00
14
.(J,1
136
0,01
43
0,.
,..
(Mta
tle
tQ I)
0,
21
-1,5
8 -1
,44
2,07
3
,82
Pr"
nl
08
38
8
01
22
0
15
91
0
_
00
00
9
M(I
deIo
11
Vp
ç"
ao +
lI'°P
!' +
qM
c +
a3"P
Ibpc
+ a4
"Yôe
fpc
(~o)
0,17
100
.(J,0
0141
-0
,233
3 O,
O1!5
1 0,
6273
(Mt/i
ltlet
iclll
) 0,
51
-1,6
2 -1
,45
',0
8
3,6
4
Pr"
nl
06
13
6
01
13
8
01
""
00
40
, 0
00
08
MoO
eIo1
8 Y
pc"
80 +
lI'°
Pr
t a2
0 P\$
+ J
3*P
ibp(
: + l1
4"Y
detp
c (p
artr!
'\l:lt
rO)
0,11
95
.(J,
0016
.(
),43
01
0,O
H56
0,
5216
(etta
tl&tlc
al)
0,37
-1
,87
-2,2
7 2
,'"
2,95
Pr"
nl
07
16
3
0_
00
2\16
00
091
0QQ
!i!i
Mod
ela
19
Ypc
" ao
+ ~I
1"Pr'" a
2*Pe
t + J3
·Pib
pc +
"'·Y
defp
ç 0
>0
-1
0,28
049
-0,0
017
.a,0
B58
0,00
87
0,71
91
(Mla
tI"1
) 0,
71
-',9
0 -0
,64
1.
59
4,47
Pt"
ltl
0_
0
_
0,52
57
01
20
4
<°1
0001
M_
20
Y
pc;"
80
+ "
,°P
r +
a2°
M, .
. aPl
bpc'"
ll4"Y
defp
c 0
>0
-)
0,29
787
..0,0
018
-O,2
m
0,01
02
0,83
90
(eot
at;l
lIti
cal)
0,
88
-2,1
0 -1
,56
2,14
3
,64
Pr"
ttl
03
82
8
0"",.
01
211
00
38
8
00
00
5
_21 Y
pc"
~ ..
lI'
·Pr'
" .:
J°P
lbpc
" a4
"Yde
fpc
(pan
lim
otl'o
) 0,
1812
9 -0
,002
0,
0Q64
0,
73(}
2
(eá
tllltb
l)
0,53
.1
,81
1,54
4,
51>
Pr"
ttl
o ...
. 0
07
85
0
13
28
<
0000
1 _
22
Y
pc""" .,
°Pr'
" I2
*Pça
+ a
3"Pl
bjx'
" a4
"Yo.
fpc
(par
lrn$
trO
) 0
,11
93
5
-O,O
O22
lI 0,
0007
2 0,
0061
0
,_
( ... Il
diça
l)
0,30
-0
,91
0,30
1,
55
',5
4
Pr"
III
0,76
93
0,36
83
0,16
61
Q,!~
~OOO1
MnO
o Yp
c; =
lmpo
rtaçA
o de
();If
é Yt
,II'de
t bru
IIeI
rt! e
m ta
rmo&
per
Clllp
ita
Pr"
Pr&
çodo
caf.
btuI
IeIr
oexp
Qlt/
ildo
pafl
1~mo
rcad
o
Plbp
c .. lndlcereald(lPIBem~porcapita
Y~pc"VarlévelV~em1per101;1oemlflf'fT1OjJpercaplta
P\o
=P
r&ço
de
lrn
po
rUçl
od
eO
l.lt
l'Qb
eb
!da
tpo
r_rn
erc
a4
0
POQ
= Pr
eço
de e
J(pO
ItaÇA
o de
outro
rt. b
ebId
u po
r _
_ m
erca
do
PIe"
Pré
çode
Impo
r1aç
IQde
chã
po
r" m
erca
do
Pec
" P
reço
de ~ d
e çh
á po
r 8I
te m
erca
do
PIt
.. P
reço
de ~ d
e 'U
CO
de
lara
nja
po
r'" m
erca
do
Pet
= Pr
eço
de ~ d
e IU
Ç()
de
lara
njI
por _
_ m
erea
dQ
Mo
" M
éd
llld
Olp
l'eço
& de\mportaçlO.aKpOI1açIodeOl,ltru~poree,to~t:ado
Me"
Méd~ d
oe. p
reço
s ~ lr
np0r
taç6
0o o
xPQ
rtaç
Iode
chá
por
eG
to m
erca
do
M. =
Méd
ia d
OI P
fOÇ
OI de
itnp
orta
çIo
• ox
porta
çAQ
da
IUCO
da
lara
nja
por ~ m
erca
do
~"~doca"lUb$tItutodo();lI.~nettll:mell:8do
nt
" n4
0 t.I
gnIfk
;al1
vo (
alnê
ncla
de
auto
corre
laçA
O)
0'-
0= po
IU!'
IÇId
ellu
toc:
orre
laçi
o
0,16
1 0,
0>3
O,7
m
0,73
27
28.4
' ..;
0,00
01
1,67
.N
UM
I Ic
.0
,13
1,86
0.17
0 0,
020
0,76
00
0,15
55
31,9
0 <
0,0
001
1,56
.N
UM
,I Ic
-0
,18
2.25
0,16
5 0,
027
0,66
11
0,84
56
19,2
2 ..;
0,00
01
2.02
'N
!)),
.'!!
jç
-0,2
2 O
,3Q
0,17
3 0,
030
0,69
80
0,_
20
,80
<: 0,
0001
2,
00
_NOM~
ic
..0,2
0 0,
91
0,1
n
0,03
0 0,
8883
0,
....
2
0,8
3
< O
,CO
Ol
1,9
9
M:N
OM!
ic
..0,2
0 0,
93
0,17
7 0,
031
o,m
e
0, ...
. 23
,21
< 0
,000
1 2,
09
'NÚ
M!
ic
..0,2
2 0,
97
0,16
1 0,
02<1
0,
8843
0
,_
19
,51
< 0
,000
1 2,
02
;fN
ÚM
! Ic
-0
,25
0.42
0,16
7 0,
028
0,70
10
0,66
78
21,1
0 <
0,0
001
2,06
_N
ÚM
! ic
-0
,28
0,63
0,15
9 0,
025
0,68
07
0,_
26
,30
< 0
,000
1 2,
00
;f N
UM
! ic
.0
,23
0,40
0,16
2 0.
Q2.
0
,68
15
0,
6461
19
,26
< 0
,000
1 2,
02
;f N
UM
! Ic
..0
,33
0,41
o VI
Tab
ela
24. R
esum
o da
s re
gres
sões
par
a a
Ale
man
ha -
dado
s lo
gari
tim
izad
os
41
""""""
Pr{
·t,9
6:S
hS
1,9
6)"
0,9
5
(1IO
)lnte
reep
ln
Pr(
al)
In
Pcs
(a2)
In
Pio
(a2
) II'
IPeo
(a2)
ln
Mo
(iI2
) In
Ple
(a2)
In
Pec
:{II2
) In
Me
(a2
) 1n~(a2)
InP
Ii$
(a2
)JI'
iMs(a
2)
I",P
lbpç
{a3)
ln
Y~{a
4)
~deI}
_q~1
IoI)
~re~R~.!!!.........f'~~~J~
__
_ Ep
Er
MQ
ôolIQ
12
InYpç".o~.I"1nPr.a2·lnPlo+~·IflPlbpc+a4·lnYc:lefpe
(p8;
ftm
otro
) '2
.76$
2 -0
.400
9 ..0
.417
1,
0421
3 O
,nQ
61
0,15
(1
0,02
5 0,
58$5
0,
5426
12
,87
<0,
0001
1,
71
'NU
M!
!c
.0,4
0 1,
04
(~Iatlcat)
,1
,0
1,3
·1
..41
1.98
1,
39
Pr>
.1tl
0.3
18
7
O,C
)I)1I
9 0
,16
75
_Q
.055
1 0
,11
32
~13
lnY
pç.
\lQ
....
,·'n
Pr1
'.2·'n
PO
Q+
II3·
1nP
lbpc
:+ .
.. 1n
Y!;I
tItpc
Ú
*ri
tMtr
o)
-3.9
873
-0.3
213
-o.5
S2
1.22
8<4!
) O
.l5
&n
O
.l6tS
0.
027
0.60
03
O.~2
13.8
3 <
0.00
01
1,76
'N
UM
! k;
: -0
,32
1,23
(eM
tI8
tla
lt)
-1,~
-2,2
5 -'
.82
2.
36
0,96
Pr
'" !tI
0.
1892
0.
0306
0.
0773
Q
.023
7 0.
3434
Moc
:kI<>
14
InY
pc;:
".o
+ ."
InP
r +
a2'
SnM
o +
.3·l
nf'lb
pe +
1I'4
"1f\Y
dofp
e (p
arim
wo)
-4
.67$
5 .0
,342
5 o(
),643
1,
3&49
6 0,
156&
4 0
,1&
4
0,"
"
0,_
0
,_
1
3,7
5
<0,
0001
1,
71
,NÚ
M!
jç
-0,3
4 1,
3$
(oQt;~t)
-1,5
1 -2
,048
-1
.87
;2,3
7 0
,88
p,"'
ltI
_0.1
408
0.01
18
0.08
92
__ --
----
º,OZ
'-L _
__
__
Q..~
M«I
t!Io
15
It\Y
pc"
.o+
.1·I
nPr
+ a
2'In
Ple
+ II
Yln
Pibp
<: +
""'In
Y<M
'pe
(pri
mom
o)
0,56
49
-0,4
134:
0,
151
0.37
151
0,29
53$
0.15
4 0,
024
0,,
...
0,5
18
2
11.7
5 <
0.0
001
1,84
"'8
•
-0,4
10
.37
(ntl
tl.u
cat)
0,
41
·2,8
8 0,
22
1,5$
1,
92
p,"'
ltI
0.88
66
0,00
67
0,$2_
81'
__
__
__
__
~_0.1l1J~
--º...0
63
Moc
MIo
11!!
It\Ypc;"8Q+.'"1nPf+a2·In~1'''·InPlbp:;+...a''1nY~
(PIr
tmW
'O)
-1.!5
800
-0,3
764
.Q.3
39
0.92
615
0,22
4:)
0,16
0 0,
026
0, ..
..
0,53
88
12,6
8 <
0,00
01
1,85
'N
ÚM
! 11
; .0
.38
0,93
("'ltr~t)
.0,7
3
"2,7
1 -1
,29
1,91
1
,'
Pr"
lti
__
_ 0,
4677
M
l03
O~~
__
__
~ __
____
____
____
~_O,~~_-----º..1702
~17
InY
pc;.
IiIQ
+.,
·InP
f+I2
1nM
c1'a
3·In
P!b
pç+
...
·SnY
ckIp
e:
(pllr
OIlT
\IItfO
) -1
,671
93
.0,3
882&
-0
,480
0,
94$3
5 0,
2181
2 0,
181
0,02
6 0
,_
0
,54
10
12
.79
< 0
,000
1 1.
85
'NO
Mt
!ç
-0,3
&
D,i
S
(~I)
-0,7
8 -2,~
-1,3
6 1.
97
1,36
Pr"
Itl
04
40
5
0,0
Q7
6Q
.L
Ç
__
__
__
~_ ~~_O,_~~_ ~
Uoc
:IIM
Q18
I"Ypç"\lQ1'.l"1oPf1'a2"1nPl'+a3·InPlbpç+""·lnY~
Ú*r
tm.t
ro)
0,31
3!:1
-0
,429
6 .Q
.097
0,
4460
3 0.
2793
4 O
.l!)8
0
,02
5
0.56
87
0.52
08
11.8
1 <
0.0
001
1,85
'N
ÚM
! jç
-0
.43
0,45
( ...
. Ifl
tk:l
t)
0.21
-3
,12
<l,
" 1
,81
1,
77
PI' '
" !t!
0.
8343
0,
0035
.Q~
_---
----
---º
,tt3
3~ __
_ ----
--º...0
851
Mod
4IIo
19
\nY
pc"
ao +
.1"1
f\Pr
+ a
2"1"
P.,.
+ a
3'In
Plb
pe +
... 1
oYck
Ipe:
(par4~)
-1,1
341
-0,4
868
-0,1
17
0,31
355
0,29
241
0,1
50
0,
023
0.57
99
0,53
32
12.4
2 <
0,0
001
1,85
1,
76
1'1'
-0,4
9 0,
31
(etb
ltla
tk:l
ll)
0,76
-3
,31
-1.1
1,
32
1.95
Pr>~1
0,44
03
0,00
21
__
__
__
__
_ JlO
,"'Z7:!
!; .. !-_
__
....IlO
Jj, ..
!L_.
....IO
!JlQ
592!
!!!!. _
__
__
__
__
__
__
__
__
__
__
__
__
__
_
Mox
kIQ
:ZO
In
Ypç
" ao
'" ,f
"lnP
l' +
a2"
1nM
a +
a3"In
Plb
p<; +
"""Y
o.rp
c (p
IIrt
mel
ro)
0.5&
11
-0,4
521
-0,1
$6
0,40
99
0.25
226
0.1$
4 0,
024
0.58
36
0,53
73
12,6
1 <0
.000
1 1.
69
2,19
•
..(1,
45
0.41
~21
It\Y
pc-
\lQ
+.,
"In
Pr"
'1I3
"'n
Pib
pc+
!t5
"\n
Yó
tfp
ç
M«k
IIQ
22
tnY
pc;
-1iI
Q +
.,"I
nPr
+ 1
2"nP
ct '"
aJ"
lnPl
bpe
+ ..
.a"I
nYde
(pç
MO
do
In"~naturtll
Ypc
; .. Im~od<l C
lll'ó ~ bnuil~fQ.m tl
ll'mO$
p$
( Ç
lplb
I:
Pr·Pteçodo~brQlleiro~palll~mot'eadQ
PIb
pc"
Incll
çe, r
eal d
O P
iSam
term
ot p
!l(C
lplla
.
Ydetpe.Vari6V61Y~emlJ*'lodOomlenTlO$perCUlplta
PIo.l'NI9Odo~oct.ow.GbIbIda.por .. rJ
I4II'
C$d
o
P.o.Preçodll~o.OI,/IfQ~poI",,~
PIc:"Pr..;odo~cltehéporllMmercadQ
f'«;
"Pro
çodl
ll1l
qX)l
'tay
loôe
c:hj
por'
-mer
C\K
Io
Pjt
-Pte
çocj
elm
port
tçA
oclt
llJÇ
Ode
bltl
lnjl
:por
.-.1
TM
IfC
lIdo
P ...
. Preçodll~M&UCO.latanjl:porlllttmeteado
( __
lstIe
IIl)
0,41
-3
,31
-1,2
4 1,
77
1,8
4
Pr"
Itl
0.68
2 0.
0021
Q
.22
29
0.0
84
EI
0,11
05
(pa
rtm
otr
o)
0,58
425
-o,4
2m
0,37
47
0,30
03
(~I.uc.!)
0.43
-3
,12
1,62
2
Pr"
'!tl
0.87
18
0,1X
I35
_---º
.113
1 0,
0531
(pIu
tmet
ro)
0.56
3$
-0,4
3169
0,
0114
5 0,
375&
0,
3012
(8lI
taI:
1~t)
0
,36
-1
,21:
0,
00
1,5
8
1,94
PI'>!tJ_~_.Q:nl§_ _~
__ --
--'W
'8L
__
_ _
__
__
__
~_______________
01
22
6
0060
7
Mo
.. ~" ~ p
reço
. eM
!mp<
WIç
Ao
.. ~Q e
M o
utr
lI$
tKIb
Idal
I po
r'" m.
rcad
o
Me
.. M
4dla
dQs
pl'G
ÇOfI
do im
porta
çloe
exp
ort:a
çlod
e ch
!i p
or.
e m
on;:
ado
Mt .
. Méc;liamPl'~de:jm~o.~deSUÇ(lde"renjaporOlil:emot'eado
PCII
.. P
reço
cro
....
. Gl
,lbI
itIM
Ocro
~mll
llel
tono
tt.
m«e
edo
M.fl.lQ~H\CIt!vQ(lusêrlChlde.~o)
lc .
. in
conc
::luI
!Ivo
·"P
I'&$
Gn
Çlld
e ..
~o
0.1~
0.02
3 0.
5658
0,
5306
0,15
6 0,
0204
0,
5658
0.
5176
16,0
7 <
0,0
001
1,8;
' 2,
05
11 ,7
3 0.
0001
1,
63
5,93
" .0
,42
0,37
• -0
,43
0,36
o 0'1
Tab
ela
25.
Res
umo
das
regr
essõ
es p
ara
a It
ália
-da
dos
não
loga
riti
miz
ados
41
_
_
Prt
·I,9
6$
h$
I,Q
6)
.. O
,95
(ao
)ln
Iarc
ep
P
r(m
l)
Pcs(a
2)
Pio
{a2
) P
eo
(a2
) M
o(a
2)
PIe
(aZ
) P
ec{
a2)
Mc(
a2)
PIs
(a2
) ,"
-(al)
M
II.{
a2
) P
lb(a
3)
D8
6(a
4)
Yde
f{s,
4}
o (Y
<IoIfI
ri
(Y<!
iI1
~~_",,
--uve
ML
R-l
lQu
afjl
__
FY
Dlu
a_Pr
.. _F
__ ~(O\IV~_
_~p
el
MoQ
olQ
l Y
.. s
o+
al"
Pr+
a2
"P1
o+
a3
1'1
b+
a-4
"Yd
oI
(pan
\met
ro)
8391
07
-115
7,81
0 ~27
7978
,01
0,51
343
0,12
1 0,
015
O.~
0,54
26
12,8
6 "'
0,00
01
2,10
-O.~
roll
-0,1
$ 0,
39
(eal
IJIl
aIle
at)
3.07
-2
,91
-2,0
2 1,
82
04,2
5
Pr"
.I!L
__
_ Q,~~
----
º'-~
__
_ O
,Q!jt
:l _~ _
__
__
_ ~
__
JMIO
Ot
t.tod
tlIQ
2 V
.. s
otal
"Pr+
a2"P
eQ+G
<3'1
='ib
+ ...
. "Y
dtIf
~fO)
1iI7
1tl1
1 ·1
41f1
,36
~17nea
3e8O
,86
0,$4
5-4
0,12
6 0,
01&
O
,55e
O
0,50
08
(~I$\Içqt)
3.31
·2
,17
_1,1
5 O
,gg
4,32
Pr:
..I!
L
Q,Q
CnL
_ O,~
Q~"!
_----
--ºR
n __
__
_ ~ _
_ -º
"'ºº
.' M
oQaI
o3
y,,"
ljlO
tal"
f>r+
a2
"MQ
+a
3"P
Ib+
a4
"YQ
ef
{pIlI
lIIm
$lrO
) fn
:)2T
9 .1
54
7.n
.e
Q3
87
3
$+11
,29
O."~
O.I~
o,oU
I 0,
5811
0,
5419
(~Wlçal)
3.38
-2
,56
-2
1,83
3,
95
Pr
.. [t1
O
,OQ
1O
.Q,O
I04
8
O,~1
_ -ºM~___
Q-,---
O!m.
M
odoJ
Iq4
Y-o
o+
a1
"Pr+
II2
"P\Q
+a
3"P
1b
+q
,4"Y
dfI
f {p
arIlI
lTlll
lro)
8233
22
·170
42,8
1 -6
!ítS1
4 48
&2,
02
0.5$
19
0.13
3 0,
018
0,54
78
0,49
75
(OIO
IleIW
lçaI
) 2.
77
'2.6
8
.0.8
9 O
..
4.2
PT ..
!t!
0,00
88
0.01
09
0,4
rm
_~ ..
. _
~
Mod
elo
5 Y"ao+al"Pr+~"Poo+a3"P1b+aA"YdeI'
{por
Om
tIlro
l 93
70$$
'1
843.
11
·lm
8
1340
.91
0.56
75
0,13
8 0,
019
0,54
47
0,490
41
(Mta
11t1
\oal
) 3,
02
·2.5
$ .....
0,
<3
4.17
PT"!
11
0,00
48
O.01
3C1
0,63
83
_J!..Ln"._~ ....
.. ~ .....
.. __
.9-,,-~
~6
Y .
. a
a+
al'P
!'+
a2
"Mc;+
a3
"f'lb
+ ..
... -V
o;ko
l (p
aflII
mec
ro)
9166
37
-187
".49
·3
3"76
26
82,3
2 0,
55Se
0.
138
0.01
$ 0.
5046
4 0.
4960
( .. U~I)
3.14
-2
,84
-0,6
0.
69
4,03
PT"!
1!
0,00
34
0,01~
0.55
23
1),$
(110
0,
Q0Q
3.
Moo
;IC!IQ
7 Y
"\\O
+1
I1'P
,"'a
2"P
hI"
'a3
"Plb
"'iM
"Yd
eI'
{p
llrim
elro
l gol~1
·158
5,60
·H
I679
0 21
07.4
4 0,
5779
0,
117
0,01
4 0.
5865
0.
51&
4
(~IsIlçaI)
3,22
-2
.1l6
_1
,43
0.82
4,
96
pp
J!l
0.00
27
0,0
'47
_O~
0415
4 ~00!l:1
Mod
eloS
Y
.. ao
.... I
"Pr
... ~+"3"P1b ..
. iM
"Yde
I (p
artm
atro
) 11
3$69
4 -1
301.
87
~
81
n,&
$
0.43
91
0,11
3 0,
013
0,86
50
0,8U
J1
(oo
l$Il
.tJç
at)
.. ,3
8
-2,3
4
-3."
'.10
3,87
Pr"
l!!
oCQ,
QI:lrI
.1 .M
~f!i
.l
_ ...
. ~ ...
. __
. _ __
____
_ºJ!.
'_O!I _
_
. __
._~0:.0004
Moo
;\eIQ
9 Y
"ao
",,'"
Pr+
II2
"M1
1+
a3
"P1
b+
IiIi
4"Y
d4
I' {p
IIJt
rnot
ro)
ge6I
1i74
-1
470,
53
.... ',4
111
<$80
.78
0.52
35
0.11
5 0,
013
0,80
76
0,58
40
(eaI
all$
tlça
t)
3,86
-2
,"90
-2,4
0 1,
75
4,57
PP
11f
O,QQ
QIS.
.0
,011
7 ().
1)1.5l
O ().
Q88
B
.,,0.
0001
Mod
ekII
P Y
"ao
+lill"P
r+a
3"F
'!b
... a
A"Y
dsf
(pa
fém
otr
o)
$81)
453
-,63,
7,&
4 30
8,&
4 0.
5993
0.
110
0.01
4 0,
5419
0,
!S04
1
(~~I)
3.11
-2
,81
0,14
5.
1
PT ..
/t1
(1,0
030
0.01
29
P.e9
20
"P,O
OO
I
Moc
:\eIQ
l1
Y"ao-+lll"Pr+Il2~+a3"Plb"'''''
"'Y1
,IIi
If
(pa
rtm
etr
o)
3350
13
-372
3.59
31
99.&
4 "7
14,3
7 0.
1525
2 0.
091
O.OO
G 0,
1040
0.
6111
41~(1M2·2002)
(iM1I
Ilhs\
k:al
) 1,
28
-5,3
7 4,
....
2.25
1S
.4
PT ..
!tI
0.20
8A
:<0,
0001
0<
0.00
01
0,03
03
'" 0,
0001
~11.1
Y"I
IO ...
"1
"Pf+
a2
"f'<
;e,-
+$
3"P
lb+
,,,"
'YQ
ef
33~{1970·2\lO2)
(par
Om
eW)
6160
3 .Z
91)4
,~
2590
,7f1
!S
565.
3$I
0,63
91
0.12
9 0,
011
0.10
93
0.66
18
(8IiI
l!d1$
1k:a
1)
0.10
...
.. 09
2.
89
1.31
4,
96
Pr ~
nl
0.92
2"
O,o
o:3Q
0.
0073
O
Jm
"0
,000
1
MoO
OIQ
".2
Y.II
Q~al
""+a
2"f'
c11.
a3"P
lb+~-Vd/:ll
(plln
IIl1'
II;Ii1
O)
1Q.4
208
.... 2
68,0
04
2633
,01
1004
4.0
0,38
15
0,21
9 0.
048
O,f
inS
0.
4775
23~{1980.20(2)
(e&
tatll
lllco
õll)
0,
1&
·2,&
4 1,
21
1.3
0
U4
Pr".
It1
0.e6
6$
0.01
08
0.22
11
P30
97
0,1»
82
Moo
;Msk
ll10
y*II
()",
,'''P
r+II
2''P
cti+
a3
''P1
b'''
iM''O
BIJ
+a
5"Y
de
I'
(pllr
Am
etr
o)
2&75
07
-347
0 31
53
4989
.7
.... 2
1156
,0
0,52
93
0,0!
iI(;
0.00
!iJ
0.n
1e
0,
882f
)
41~(1982·2Q02)
(eIlI
IIIll
lIlcI
iIl)
1.11
...
.. 94
",45
2,
'" -1
,50
1S,5
3
PT
"lIl
0,27~_
_cO
.00C
I.1_
."Q
LIJiQ
Q.1
__
._
....
~._.__
0021
4 01
437
"00
00
1
Wfld
o:
Y.Itn~""eaUI~~por...s.~
Pr"Pf..;:odclCQf.bnIaIIaifI)~por$llla~
P\b-
lIlI
lk:.r
eQlr
:loPI
B
Yde
/-VIlf
lIMtlY
ckof
eead
aem
1 pe
rlod
o
Pío
.. Pr8ÇQdoljmportaçAo""Qulrlj"l~pQI'..te~
PeQ"Preço""~lI<toulfQbel)IdaIlpofaaWm<lreadQ
Plç"
'Pre
çode
impo
rtllç
:kld
echA
por..
.s.1
IWfC
IiId
o
Pt!C
.. PtOÇQ""~ltÇAQdeclltlpor...s.~
PIa
.. PrllOfOdei~de$UCQdelinnjaporosWman::adQ
P.,$"Preçode~dt!lIl,IQOdellilfanjaporMto~
MQ
.. Mé<;tladOll~c;I6kn~.~"",QUI""~pof""I.~
r.k"Mé>dlIIdoJIlprtlÇQlldekn~.~dacMpof".nwçat;IQ
""""MédilldOll~del~a~delWCQdelllnlnjapor".~
pç,."PreçoI,lQCIlf,~I,IQCIIf.br$$llelfQ~~
oeo"V~c:NmmyPllfQQa!1Qde1S186
R."R~de~'venlep;x..tenwrcedo
l1lI.nAoJllonIlQd/YQ(a~""~uIlO<:QlT~)
i<; .
. j~
~"pI'$Mfl9'Ide~
'''2-
2002
(41 obMrV~)
-.....
M
ocM
k)8
1.1
1
Méd
llld
olY
(al
Mé
día
de
Pr(
b)
~.
~12 ..
22
Méd
I!iI d
e Y
pc (e
)
MlW
llild
eP
T(b
)
~, _ .....
. ~1 ..
11
Mód
.... <
:\II
V/a
)
MéQ
llld
olP
l6(d
)
~.
MQ
IMIo
l!12
.22
Mê
dla
de
Vpç
(o)
M$
dlll
dtlP
l8p
c(1
iI)
i.$20
.8O
IJ
" ... ,
0,00
0108
70
I."
100,
82
101,
742
1.52
0.60
8
75,2
3
0,(1
)004
$(1 I."
76.7
9
_u
, ..
1m
40
02
(" Q
bM
rva
ç6tS
)
ElUtIcktadept"~
MoI
kI01
1.1
'~deY(a)
Mo
WiI
lde
Pr(
b)
~.
M\W
iII d
IiIYp
Q (
o)
M6
dla
de
Pr(
b)
~, -Modelo 11.1 M
ód
lad
olV
(liI
l
M'd
lad
eP
lB(d
)
di,
Mé
d!a
Õ$
Yp
ç{o
j
M$
dlI
iId
t! P
lBpc
(a)
'"
1.57
1.69
9
ln.3
3
O,O
OO
1OH
e
1.67
ln,3
3
102,
...
1.57
1.59
9
03."
0,_
1,67
.....
"."
1880
-200
2 (%
3 ob
MN
.-ç6
e.j
e.~klldtpreço
Moc
kIO
l1.2
:
'-"4III~Y(a)
Wo
:!lI
Ide
Pr(
b)
Méc
tladt
! Y
po (
o)
Mil
dill
deP
T(b
)
~, """"
""", ...
. M
QcM
Io1
U
Mé
dJa
clllY
/a)
~I$(UoPle(d)
di,
Mêd
lll d
tl:Y
pç (
o)
Mê
dla
dlt
P$
pQ
(e)
.,
1.54
2.04
5
142,
03
0,oo
oot2
10
I."
'42.
03
or . ..
,
1.$4
2.04
5
~.22
0._
I."
\1
3.70
57.7
3
",3
6
<0,
0001
2,(
).oI
..0,2
0 I}
Q
.o,l
e 0.
18
12,8
3 "0
,000
1 2,
08
-O,~
11$-
0,17
0,
42;
10,9
0 <
0,0
00
12
,04
-0
,26
1\1
1,-
0.1
90
,24
10,7
7 0;
0,00
012,
08
-0.5
2 1U
I-O,1
8 0,
07
10,&
4 0
;0.0
00
12
,07
.0,4
9
nl.
o.1
0
0,13
11,7
6 0;
0,00
012,
03
-0.1
3 01
-0.1
7 0,
10
17.0
9 0
;0.0
00
11
.91
0.4
1
01
-0,1
40
.40
13,9
-4
.; 0.
0001
I."
0,
19
na.
.0,1
0 0.
25
'''.5
9
< 0
.000
1 2.
01
.o.~
lIlI
.0,1
8 0,
02
21,4
0 <
0,0
00
12
.00
0.
01
....
.0 ...
10
,23
17.0
0 "0
.00
01
2.0
1..
0,0
04
n •
.o
,32:
0.
30
8.03
0.
0029
1.
78
INÚ
MI
\Q
.0.3
9 0.
61
18,1
6 <
0,00
01
2,13
.o.~
nl.
o.3
8
0,25
o -....l
Tab
ela
26.
Res
umo
das
regr
essõ
es p
ara
a It
ália
-da
dos
loga
riti
miz
ados
410b
serv
açO
es
íao)
lnte
rcee
MO
delo
1
IflY
= aQ
-t
al'ln
Pr
+ :a
2*ln
P,o
-t aY
lnP
ltl-t
1I4
"lr!Y
def
(par
imet
ro)
9,50
662
(est
atls
bcal
) 4.
16
MO
de'lo
1 (p
aràm
el.m
) 7,
9549
(est
atls
ocal
) 4,
03
Pr>
1!!
0000
3
Med
eio)
In
Y =
110 +
al'l
nPr
+ 3
1'In
lllo
+ a
:;rln
P'b
+ a
4"ln
ydl!t
(p
arim
etro
l 77
009
(estatl$bc~l)
4.31
P"'1l
I 00
001
_.4
In
Y =
"o
.. ~l'\rlPr" a?lnPI~" a
J"ln
P'b
.. a
A'ln
Yde
f (p
lMim
etro
) 9,
0040
(esu
t/$Iil
;;al)
5,1
Pr
> !!;I
<0
0001
~lo5
IllY
= a
o+ a
l'\r
?r"
~2"lnPeç" a
3'ln
PIO
.. a
4'ln
Yde
l" (p
ar3m
etro
) 9
}30
3
(e$t
atis
tlC<J
I) 4,
66
Pr>
1!l
<000
01
Mod
elo
6 In
Y =
ao
.. a
l'ln
Pr
+ a
2'ln
Mc
.. a3
'lnP
IO -+
a<!
'lnY
def
(pa
$n
lMl)
10
,103
5
(e$t
atls
trcal
) 5,
09
PP
I!I
<000
01
Moo
:I"'o
7 to
y =
ao
" a
l'ln
f'r
+ a
2"I"
p,s
.. ;s
3"ln
PIt!
.. a
-I'ln
Yde
t (par~etro)
9.03
09
(est
lnls
trC
"I)
4,7
PP
I!l
0000
'2
Mod
lll06
\rl
y =
ao
.. ~I'lnPr" a
?!n
PI!
$"
33'1
nPib
: + a
4'ln
Yde
l (p
atim
etro
) 9,
7346
(I!s
tatls
bcat
) 5,
52
PP
IlJ
<000
01
Mod
l!lo9
lo
Y =
ao"
al'l
nP
r +
32"
lnM
$" a
3'ln
Plb
..
(IÃ'!n
Yde
f (p~metro)
8,84
17
(est
atls
tlcal
)
Pr>
l\I
<000
01
Mod
elo
10
loY
:: ~O" a
l'ln
P,"
aJ'
lnP
lb"
aS'ln
Yde
t (p
al1m
etro
) 8,
9319
0
(est
iltls
toca
t) 4,
59
Pr>
t!l <
0000
1
Mod
elo
11
loY
= 3
0"
al'l
nP
r ..
a2
'lnP
cs"
3J'
lnP
,o"
a4'In
YdI
lf (p
ar1m
etro
) 7,
7982
(t:lstatlsbc~t)
4.86
Pr>
/I:j
<0,0
001
send
o In
:::lo
ganl
mon
aItJ
ral
Y'=
lmpo
rtaç
ilode
clJf
ever
debr
aSllt
:lll'O
porl;
!stl!
men
::ado
Pr:
:Pre
çooo
caM
bras
ilerr
oexp
orta
4opo
rest
eme
r Cad
o
Pib
:=ll"
lÓlC
erea
lâoP
lB
Yd
."t"
Va
nM
l Y d
e/<l
sada
em
1 p
erlO
do
Plo
:::P
reco
delm
port
aÇao
deou
tras
bebl
dasp
tll"e
stl:!
mer
çado
Peo=Preçodee:qlOrtllÇaodt!outra~bllbld3SPorestemercaQo
Plc
=P
reço
de!f
1'lp
O!t
3Çilo
óecM
pore
ste:
mer
c3do
Pec
:::P
reço
óeex
port
aç!:l
odec
:h!:l
pore
stem
erc;
J!$O
PIS
::: p
reco
de
Impo
rta(:a
o de
suc
o de
li!1
f1#l
Japo
r est
e m
l!rt;a
do
P~5=PreçOdflexpor\acaodeS\JcQdelaranJaporestfimen:aoo
Mo
= M
édia
dos
pre
ços
de ~port
açaQ l
i ex
porta
çaQ
di!
outra
s be
b'da
s po
r l:!
'StI!
mer
c3do
Me
= M
edia
dos
pre
ços
óe ,m
porta
çâo
e ex
por'!
ilÇaO
de
cha
pOI e
ste
m!1
fÇad
c:
PC$
= P
reço
do
caM
suO
stltu
tQ d
o ca
le b
rl:lS
llelrQ
nes
te m
erca
do
n$=n
aoS
l\ifll
fiCat
Jvo(
ausé
nC1<
ldea
utoc
orre
laÇ
aO)
Ic=,
ncon
çllJ
sl\I\
I
• "p
rl:!s
ença
deau
tocQ
rrel
aç&
o
InPq
a1)
InP
cs la
2)
InP
loía
:2)
InPe
oía2
) In
MO
)a2)
ln
P,c
\a2 l
In
Pe'l"
';!!
InM
C«I
1)
InPI
sía2
l
.0,2
5625
-0
,339
-3,0
2:
·2,6
5
-0,1
9113
-0
,378
27
.1,9
5 -1
,49
0059
4 01
449
.0.2
110
-0,6
15
-2,4
6 -2
,00
0016
00
054
·0,3
113
-0,6
09
-3,6
3 -2
,92
0000
9 00
078
·0,2
557
-0.1
65
.'],1
6 _1
,11
0009
3 02
749
-0,2
746
-0,3
57
·3,0
9 -1
.96
0003
8 00
708
-0.1
461
-0,1
51
-2.1
6 -1
.84
0009
1 00
744
-0.2
129
-2,6
6
0011
7
-0.2
\64
·2.5
2
0016
3
-0,2
7
-1.9
9
0006
4
-0,6
2 0.
5178
-5.5
1 4,
'27
<0,0
001
0,00
01
lnP
es(1
I2)
InM
sí(2
)
-0,3
36
-3.0
4
0004
4
-0,3
14
-1.7
7
0008
7
InP
'bí8
3 1
InY
de1(
a41
arv
dl/
f)
<:?C
Vde
fl R
-sQ
uare
0,85
057
0,27
957
0,13
7 0,
019
0,54
50
2,61
2,
04
0.42
707
0.361
1;11
0,14
1 0,
1310
0,
4691
\,57
2,5l
l
0125
7 00
147
0,66
702
0,23
62
0,13
9 0,
019
0,56
31
2,98
1.
7\
0005
4 00
969
1,15
91
0.17
593
0,15
4 0.
0'24
0,
5548
2.66
1,
14
0001
02
6\<1
0,22
349
O,3
54S4
0.
157
0,0'
25
0,47
45
1,19
2,
27
0245
8 00
'295
0,53
056
0,25
947
0.16
3 0,
027
0,50
43
1,91
1,
59
0064
1 01
199
0.23
066
0,44
609
0,12
5 0,
016
0.50
3'2
1,54
3,
59
0132
3
0,41
81\
0,26
517
0,13
2 0,
017
0,56
77
2.6
2,01
0013
5 00
525
0,43
275
0,31
677
0.12
13
0,01
1 0,
5522
2.48
2,
48
0018
00
179
0,(}6
30
0.45
27
0,12
9 0,
011
0,45
64
0,51
3.
5
0610
5 00
012
0,26
30
0,39
89
0.10
7 0,
012
0,63
93
2,36
3,
11
0,02
39
0,00
07
MIR
·sQ
uare
F
..-al
ue
Pr>
F
0.49
45
10,7
9 <
0,00
01
0,43
13
9,59
.;.
0000
1
0,51
45
11,6
0 <0
,000
1
0,50
53
11.2
1 .::
0.00
01
0,41
61
6,13
<0
.000
1
0,44
92
9,16
<0
,000
1
0,44
80
9,11
.;0
,000
1
0,51
97
11.9
2 <0
,000
1
0,50
25
11,1
0 <0
,000
1
0,41
24
10.3
6 <0
,000
1
0,59
92
15.9
5 <0
,000
1
Pr(
-I,9
6 s:.
h ~ 1
,96)
= O,9
S
d{O
Wl
h
2.09
-0
,60
'"
0,19
1,99
0,
06
2,00
0,
0<
'2,0
7 #N
Ü"'I
2,OB
ilN
ÚM
I
1,"
0,
26
2,12
-0
,71
2,10
-0
,56
1,05
-0
.10
2,05
-0
,23
E,
E'
ns
-0,2
6 0,
65
ns
·0,2
00
,43
ns
-0,2
1 0.
69
ns
-0,3
} 1,
16
IC
-0.2
60
.22
IC
-0,:2
7 0.
53
os
-0.2
50
,23
ns
-0,2
20
,42
ns
-0,2
2 0,
43
ns
-0,1
7 0,
06
ns
-0,6
20
,26
..- O
00
Tab
ela
27.
Res
umo
das
regr
essõ
es p
ara
a It
ália
-da
dos
não
loga
riti
miz
ados
41
_
Pr{
-1 ,9
8 S
h:l
i 1
,96
) "
0.9
5
(*lll
nte
rce
p.
Pr(
a1
) P
c.{Q
2)
PIo
(a2
) P
eo
(a2
) M
o(a
2)
Pie
(a2
) P
ec{
a2
) M
eta
l)
P\s
(a2
) P
u (a
2)
....
(.2
) _
Plb
pc{
a3
) 't'd
efpc
(a4J
(J
(Y~
~(Y"!!l
R~uare_~j.R~~~
F~ue ~F
d---.
LOW
) tl.
__
~..2.
Er
Mod
elo
12
Ypc
" fO
'" .
1"P
r'"
a2"P
\o'"
.3"P
lbpc
+ a
4"Y
detp
e (p
arêm
f:Ilro
) 0.
9341
5 ..o
,ao,g,
-0
,703
6 0,
0083
0,
5092
0,
121
0,01
5 o,
sne
0.53
06
12.3
1 <
0,00
01
2,10
-0
,51
n. -0
,20
0,39
(est
atl-
.tlcl
ll)
2.88
-2
,88
-2.0
2 1,
65
4,21
Pr:
> tt!
Q,C
lQ67
O,
Q0ES
6 0,
0506
0
,10
65
0.0
00
2
Mod
elo
13
Yp
c" 8
0'" a1~'" a
2"P
oo'"
a3"
Plbp
c +a
4*Y
defp
e (p
ar6
me
tro
) 1,
1125
7 -0
,001
6 ..0
,654
9 0,
0034
0,
5394
( .... l$
tiça
t)
3,2
6
-2,1
5 -1
.16
o,ao
4."
Pr>
I.t!
__
º,~50,Q3.85
0,24
67
__
_ ~ _
_ ()~
____
----
º,-ººº
_1
Mo
deI
o,4
Y
pc"
ao +
.1
"Pr'
" a2
"MQ
'" a
3"P
\bpÇ
'" a
4"Y
âefp
(; (p
ertm
etro
) 1,
0285
8 .(1
,001
7 ·',
0081
0,
0089
0,
487(
1
(Mta
tf.t
lca:
t)
3,20
-2
,54
-2,0
2 1,
68
3,8$
Pr>
/.tI
Q,Q
02.9
0,
0157
0,
0507
P
.1m
.... ~
Moo
e/Q
15
Ypc
'" a
o +
.'*Pr'
T a
2"P
lç +
aJ-
PIb
pç +
a4'
Yôo
fpç
(~)
0,92
112
-0.0
019
-0,0
652
0,00
51
0,51
518
(elt
lltl
4tiç
at)
2,50
-2
,69
-0,7
3 0
,62
4,
14
Pr>
!ti
0,01
50
0,01
.08
0,47
10
0,53
82
OJXX
l2 ~16
YiPC"'ao1'.1"Pr1'Il2"~1'a:rP\bpc+.4"YQefpe
(paf
imet
rO)
1,08
63&
-o
,OQ
18
-0,0
205
0,00
07
0,!5
830
(ett
.tII
l~I)
3,
01
-2,5
9 -0
,5
0,1
8
4,13
Pr>
!tl
0.00
41
0,01
38
0,62
15
0,85
45
0,00
02
MQ
CIoI
o 17
Y
pç=
ao
+ .1
"Pr1
' I2"
Mc
• a3
"PIb
pe +
a4'"Y~
(pd
metf
o)
1,05
430
-0,0
0185
-0
,038
8 0,
0023
0,
5515
(..tall~ I)
3,
00
-2,8
3 -0
,63
0,44
3,
99
Pr>
!tl
0,00
38
0,01
24
0,53
22
0,68
30
0,00
03
Mod
elo
18
Ypc
;" a
o +
.,'P
r1' 1
2"P
\s1'
a3"
Plb
pç1'
a4'
Yde
!pc;
~)
1,04
13
-0,0
018
-O.1
ij32
0,O
O1!
5 0,
5725
(etta
tlet\C
a I)
3, '5
-2
,56
-',4
2
0,51
4,
88
Pr>
ltl
0,00
33
0,01
5 0,
1630
O
Lt;lJ
t!i _
_ ~))OO1
Mod
$/Q
19
Vpc
'" a
o.
a1"P
r +
I2"P
eA1'
a3"
Plbp
c1' a
4'"Y
d$fp
c ~}
1,27
986
-o,C
IO,4
-0
,721
2 O
,00E
I2
0,4
34
5
(ett
ltlltl
ca I)
4.
20
-2,3
2 -3
,4
2,37
3,
8
Pr)o
ttl
OJI
002
O,@
IO
O 00
17
0023
1 0,
0005
M
ode\
Q 2
0 Y
pc"
ao +
.,"
Pr1
' a2"
Ma1
' a3"
PitJ
pç +
aA
'Yde
fpc
(pI'I
f6rn
otro
) 1,
1238
0 -0
,001
6 -0
,045
2 0,
0048
0,
5170
(e
ltat
l.tl
ea I)
3,
54
-2,4
8 -2
,44
1,45
4,
49
Pr>
ttL
_
Q,Q
011
p,Q
182
_O,ot~ .o~ ~OOO1
Mod
elo
21
Ypç
'" a
o +
.'"
Pr
+ 1
113"
Pibp
c1' a
4'Y
1Mtp
c (P
lrtm
etro
) 1,
0241
3 0,
00
.Q(0
005
0,59
00
( __
latI
ça I)
3,
06
-2,6
1 ""
,2
5.06
P
r> /t
i 0,
0041
0,
0131
0,
8421
<
0.00
01
Mod
elo
22
Ype
'" a
o •
a1"
Pr1
' UF
U1
' a3"
PIbp
C; +
a4"
Ydo
fpc ~)
0,40
505
.(1,0
0412
0,
0035
5 0,
0045
0,
5184
(eeU
dllll
lça
I)
1,33
~,39
4,4&
1,
86
5,33
Pr >
!tI
.(),J
928
<1),0
001
<0,0
001
Mlli
_~LOOO1
~:
Yp
c"
Imp0
rtaç4
0 d
e",'
ver
de t)
r'"Q
llelro
em
term
oI p
er C
8pita
Pr"
Pre
ço d
o ca
t'é b
r'aIJ
ilI!Iro
exp
orta
do p
ara
eate
mor
cado
P\b
pc .
. ln
dlce
t-'d
oPlB
eml$
l'mO
lper
çapl
ta
Yda
fpc
= Va
r\tV
el Y
Qef
at.a
da e
m 1
per
lodo
~ter
n1of
.per
capl
ta
PIo
" Pr
eço\
ieol
mpo
rtaç
dode
Ol,l
lrub
ebkt
Mpo
r .. rn
erca
do
Peo
" P
reço
de~ d
eo
utr
. b
eb
ldu
PQ
l' •• ~
Pie
" P
reço
de
Irn
po
rta
çIo
de
ct"
por
eate
mer
eado
Pec
'" P
reço
de ~ d
e ch
á po
r est
e m
erca
dQ
fIt,"Preçodelm~de$UÇQdelaran;aPQ/'ett.~
Pft
.. Preçode~dellUCQdeleranlaporeatemercado
MO"M6dI8.4ot~dej~eexportaçiode~bebIo..poreetefl'llll"Cado
Mç
.. M
édia
doe
. pre
çofd
e ~ e
exp
orta
çtod
e çh
f po
r eet
o m
erca
óo
Ma"M~~fJRIÇOIdelmportaçAoe~delJUCC)dellllr8njaporetJte~
Pea
'" P
reço
do
café
IUbe
tlIut
o do
caf
é br
Mlle
lro n
oeW
~
!li =
nIQ
llgn
If!c
atjy
Q (
aua6
ncia
de
auto
com
:Ilaç
4o)
.. - "=~deautocorr$1açAo
0.12
7 0,
016
0,5
47
0
0,49
67
10
,87
..;
0,00
01
2,03
.(
l,le
n. -
0,16
0.
16
0,1
25
0,
016
o,sn
e 0
._
12
.31
< 0
,000
1 2.
06
-0.4
1 1'1
1 -0
,17
0,42
0,13
3 0,
016
0,_
O
."'"
10
,41
< 0
,000
1 2.
04
-0,2
4 (li -O
,lO
0,24
0,13
6 0,
019
0,53
26
0,_
10
,26
o<; 0
,000
1 2,
06
.(l,
""
na -
0(16
0,
03
0,13
8 0,
019
0,53
47
0,_
10
.34
o<; 0
,000
1 2.
07
-0,4
7 n.
-0,
19
0,11
0,11
7 0,
014
0,55
47
0,50
52
11,2
1 o<;
0,0
001
2,03
-0
,12
n. -
0,18
0,
07
0,11
4 0,
013
0,64
37
0,15
042
16,2
6 0<
;0,0
001
1,9:
2 0,
40
nI
-0,1
5 0,
39:
0,11
5 0.
013
0,_
0,
5515
13
.30
o<; 0
,000
1 1,
96
0,18
"'
-0,1
6 0,
22
0,11
8 0,
014
0,52
96
0,49
14
13,8
6 0<
;0,0
0:)1
2.
06
-0,3
1 n.
-0,
18
-0,0
2
0,00
7 0,
000
0,_
O
."'"
2O
,ao
< 0
,000
1 2,
00
-0,0
1 n.
-0,
42
0,21
o \O
Tab
ela
28. R
esum
o da
s re
gres
sões
par
a a
Itália
-da
dos
loga
ritim
izad
os
41
ob
seM
lçO
es
Mod
elO
12
InY
pc:
: ao
+ a
l*lr
IPr+
al"l
nP!O
+ a
3"!n
Plb
pc +
1I4*
lnY
defp
c
Mod
elo
13
InY
pc:
: ao
· at
"II1
Pr
.. a
l'lI1
Pe
o"
a3
"lfI
Pltl
pc.
~'l
nYde
tp~
Mod
elO
14
II1Y
Pc:
: ~O" a
l'ln
pr
+lI
l'ln
Mo
" a3
"II1
PiI;
ipc"
~*II1Ydefp~
M!x
:IeIQ
15
InY
pc=
ao
+a
l'ln
Pr+
al'l
nP
u:;
+lI
3'ln
Psb
pc
+a<!
*lr1Y
dllfp
c
M<x
!elo
16
\nY
pc:
: ao
+ a
l'ln
Pr"
a2
'lnP
ec"
a3'
lnp'
bpc
+ ~'lnYd~pc
Moo
;jelQ
17
\nY
pc =
ao
" a
l'ln
pr
.. 32
"lnM
c +
a3"
lnP
'bpc
+ a
4'II1
Yde
fpc
Mod
elQ
18
InY
pc =
ao
" a
l'ln
Pr
.. 31
'lnP
I$ +
33
'lnP
lbp
c" ~'l
nYde
fpt:
Mod
elo
19
InY
pç"
30
" a
l'ln
Pr"
a2"
lnP
e!i'"
a3
'lnP
lbp
c" l)
4'iI1
Yde
fpç
Mod
elo
20
I"Y
pc:
: a
o"
al*
!nP
r" 2
11"lo
Ms
+ a
J"IrI
Plb
pc +
a4'
InY
detp
c
Mod
elo
21
II1Yp
c ::
ao
. ~l
'!nP
r 1"
a3
"tn
Plb
pc.
~5"
lnYd
etpc
Idod~ 2
2 In
Ypc
= a
o 1"
al'I
nP
r +
a2
*ln
Pcs
. a3
"1nP
1bpc
+ ~'I
nY<l
etpc
5eno
o ln
"loga
ntm
onat
\J1"
lI1
YpC
= Im
port
açflo
df!
café
ller
de Q
rasU
elfO
em
term
os p
er c
aplta
Pr"
Pre
ço d
o ca
fé bra
5~eI
I'O
expo
MO
O p
ara
este
mer
caoo
PI:b
?ç :
: In
dlee
rea
l do
PIS
em
!erm
os p
er c
apjti
l
Yde
fpc
:: V
anlW
tll Y
dM
<tS3
Úa
em 1
per
íodo
em
t!lr
rTI<
)$ p
er c
apot
a
Plo::PreçoQe~iWoeoutrasbebldasporestemercado
Pe
o::
Pre
ço!le
exp
ort
aça
od
eo
l)lT
3sb
eb
ldll$
po
rest
em
erc
ac!
o
PI<;
::
Pre
ço d
e Im
port
açao
de
cha
por
este
mer
cado
Pec
::
Pre
ço d
e ~rtaçâode c
ha
po
r estemerc~
PIS
= P
reço
de
Irnpo
rtt.ç
âQ o
e SI
JCO
oe Ia
tanJ
a po
r es
te m
erc3
l;lo
Pl!:
s::P
reço
deex
port
açao
desucodelar~nJaporestemerc3do
(aol
.lf'lt
ert:e
p m
Pr{
al)
\n
Pcs
(a
l)
InPl
O (
a2)
InP
eo (
a2)
InM
o (a
2)
InP
lC (
a2)
II'lP
ec (
a2)
InM
c (a
2)
InP
'$ (
a2)
mP
es (
a2)
InM
s (a
21
InP
1bpt
:Ja3
) In
ydet
pc (
a4)
(par
3met
ro)
-1.2
847
(est
atls
llCat
) -0
,96
-0,2
591
-3,0
3
,0,3
31
-2,5
9
Pr>~
__
_ 02
4J6
ºJ,)~.!L
0.
0137
(piV
flmet
ro)
-0,5
949
-0,2
041
(est
atls
bcat
) -0
,35
·2
-0,3
61
_1,4
4
0,62
501
0,26
471
2."
2,09
00
15
0
04
37
0,36
476
0,36
45ll
1,32
2,
59
Pr"
ltI
0,71
91
0,05
34
0.15
93
0,19
43
0,01
36
(pa
rim
lMl)
-1
,722
0 -0
,211
6 ,0
,596
0,
9683
3 0,
1446
7
(est
atls
tlCat
) -1
.64
-2,4
6 -2
,88
2,7
U7
P"'
ttI
0,11
06
0.01
87
0,00
66
0,01
04
0,00
46
(pllr
flmet
ro)
-2,3
1117
-0
,306
4 -0
,590
1,
153e
2 0,
1900
3
(est
a\!s
ncat
) _1
,45
-3,5
7 -2
,71
2,62
1,
24
Pr>
lIl_
0,
1556
0,
001
0,01
03
0,0
1ll.
-º.2
23
5
(pa
rim
etr
o)
-1,1
1911
-0
,263
6 _0
,161
0.
1705
7 0,
3569
9
íest
atls
tlca
t)
1,23
-2
,61
_1,0
9 0,
66
2,3
Pr"
L
0.22
58
0,00
69
0,28
26
0,39
35
.0.0
175
(par
amet
ro)
0,1\
01;1
7 -0
,21S
9ll
-0,3
43
0,49
412
0,28
855
íest
atls
tlca
l)
0,1
-3,1
2 _1
,8
1.65
1,
67
Pr>
!tI
0,92
24
0,00
35
0,06
0,
1088
O
J046
(p3r1m~tro)
0,94~1
-0,2
527
-0.1
41;;
0,H
j155
0,
4465
11
(est
atlS
bCal
) 0,
69
-2,6
2 _1
.83
1,16
3,5
11
Pr"'~
0.49
72
0,00
78
0.01
58
0,14
46
0,00
1
(par1m~o)
-OJ8
87
-0,2
184
-0,3
34
0,31
779
0,16
515
(~st
atls
tJÇ3
1)
-0,1
6 -2
.71
-3,0
5 2,
23
2,02
Pr>
k!
0,95
1 0.
0099
0,
0043
0,
0324
M
SO
B
(par
$met
ro)
-0,3
410
-O,2
12B
-0
,309
0,
3960
9 0,
3193
6
(est
atlS
tlcat
) -0
,33
-2.5
1 -2
,75
2,13
1,
49
Pr>
tt!
0,73
97
0.01
43
0,00
93
0,03
eS
0,01
75
(par
âmet
ro)
0,90
169
-0,2
5 0,
0607
0,
3335
(est
atls
tu;;j
t)
U4
-1
,86
0.49
4,
111
Pr>
!tI
0,26
19
0,00
70
0,62
56
0,00
01
(par
amet
ro)
-0,2
9431
-0
,616
63
O,5
19B€
l 0,
2219
0,
3994
(e$t
atls
bcat
l -0
,31
_5,6
1 4,
31
1,9
3,74
Pr
'" 1!
L V
J3
5
-<0,
0001
0,
0001
O~º
.Ii.!i
_l __
..9.,0
006
Mo
:: M
tdla
dos
pre
ços
de lf
rIIJ
OIt
açâQ
1! ex
porta
çao
de o
utra
s be
bida
s po
r es
te m
erc
m
Me
"Méd
ia o
os p
reÇ
O!;
de I
mpo
rtaÇ
ao e
exp
orta
ÇaG
de
Chá
por
est
e m
erca
do
MS
::M
éd!iJ
,dos
preç
os d
e Im
port
açflo
e e
xpor
taçâ
o de
suc
o de
lal"l
l"Ja
por
este
: rne
r cad
o
P-ç
$::
Pre
çod
oca
fesu
bs!
rtvt
tll;lo
cafe
bra
si/e
lro
ne
ste
me
rca
dO
ns::
nllo
Slg
nmci
ItfV
Q(a
usén
çlad
!!iW
ocor
rela
ç3<
l)
Ic::,
ncon
çliJ
slV
O
'::p
re$
en
çad
ea
uto
corr
ela
çflo
rJ (Y
d~n
R_S
QU
iVe
AdI
R-s
auar
e
0,13
6 0,
019
0,52
61
0,47
34
0141
O,
O211
0.4
6604
0.
4093
0.13
8 0,
019
0,54
31
0,49
:(4
0,15
3 0,
024
0,53
26
0.48
09
0,15
5 0.
0;14
0,
4557
0,
3952
0,16
1 0,
026
0,49
42
0,42
69
0,12
5 0,
016
OA6
55
0,42
63
0,13
2 0,
017
0,55
29
0,50
32
0.12
8 0,
016
0,53
52
0,48
36
0,01
9 O
M6
0,
4962
0.
4554
0,10
7 0.
011
0,81
90
0,56
16
Pr{
-l ,9
6 !:
h:;
1,9
6):::
0,95
Fva
lue
P,:
>F
d
(DW
l h
E,
E,
9."
<
0,0
00
12
,09
7,93
<
0,0
00
11
,96
10.7
0 ..
0,0
00
11
,ga
10.2
6 <
0,0
00
12
,00
7,53
<
0,0
00
12
,06
6,45
<O
,OO
Oi
2,07
6,49
<
0,0
00
11
,94
11.1
3 <
0,0
00
12
,11
10,3
6 <O
,OO
O!
2,09
12,1
5 <
0,0
00
12
,16
15,2
6 <
'0,0
00
11
,05
-0,5
9
ns_O
,26
0,63
0,33
rl
s-0
,20
0,
39
0,10
o
s-0
.21
0,
67
0,05
n
s-O
,31
1,
15
.1,6
1 o
s-0
,26
0.
17
/lNÚ
M1
le
-O.2
B
0,46
0,33
-0.6
5
-0,4
9
-0,6
0
-0,1
3
ns-
Q,2
5
0,19
os-
0.2
3
0,39
I1S
-0,:
n
0,40
11S
-0,2
5 0,
06
I1s-
O,6
3 0,
13
......
......
O
Tab
ela
29. R
esum
o da
s re
gres
sões
par
a a
Fran
ça -
dado
s nã
o lo
gari
timiz
ados
41
_
Pr(
-' ,9
6:s
h:lO
1 ,9
6)"
0,95
(ao)
lnte
rC8P
. P
r(1I
1)
PC
S(a
2}
Pio
{a2)
P
eo(a
2)
Me
{al)
P
ic(a
l)
Pe
c(a
l)
Me
{al)
P
lb(a
3)
Yde
f(a4
) O
(Y<l
8f)
(',2(
Yde
I) R
-squ
are
.4.di.
R-&
quare
F
valu
e P
r:>
F
d(O
W)
h E
p E
r
Mod
elO
1
Y OI
ao
... 8
1'P
r ...
a2"P
Io +
a3*
Plb
... a
4*Y
def
(par
tmet
rol
4654
41
~1.254
-70[
)693
42
57.2
42
0,36
938
0,14
3 0,
020
0.32
07
0,24
52
4,25
0,
0064
2,
020
-O,ta
ns
-0
,10
0,48
(est
atl.u
ca t)
2.
96
-1.1
2 ·2
.15
1.n
2,58
Pr >
ill
O,C
lIXi2
Q
,:2'1'
07
0,03
81
0,06
52
0,01
40
Mod
eIo:
2 Y
" ao
'" at
*Pr .
.. a2"
Peo"
," a
3*Pl
b "'M
oyde
!' (p
ar6m
etro
) 52
2976
-5
50,6
7 -5
1217
52
,826
0,
4127
0,
150
0,02
2 0.
2449
0.
1610
2,
92
0,_
2.
051
-0.5
8 ri1
/! ..0
,14
-0,0
1
(est
atla
tlc:
at)
3,13
-1
.57
.(1,7
5 0
,04
2,
75
Pr>
ru
_ O,~
0,'2
57
0,
4603
O
,g69
2 0,
0092
Moc
Ie/(
) '3
Y o;
ao'
" .1
*Pr +
e2"
MQ
... a
3"P
It) ...
a4"
YdltI
l (p
atllf
MIt
ro)
5282
26
..sa3
,79
-137
a5B
576,
022
0,39
94
0.14
9 0,
022
0,25
75
0,17
50
3,12
0
,_
2,
044
-0,4
6 na
..0
,15
0,07
(eat
atle
tloal
) 3,
20
-1,5
5 -1
,09
0,39
2,
67
Pr"
l!L
__ ~ __
º~
_º'-L
30
3_
__
0,,2
84
7
0,69
6:3
0,01
12
Moc
IeIQ
4
'( ..
JO
'" a
l·P
r ...
«P
ie ...
!J3
"'PIb
'" M
OYd4
Jf (p
ar6m
etro
) 54
7409
-6
92,4
4 53
055
-282
2,81
1 0,
41<4
6 0,
146
0,02
1 0
,_
0,
1&40
3
,"
0,02
23
2,03
1 -0
,28
na
-0,1
8 -0
,32
(est
atla
tlca
t)
3,29
-1
,89
1,28
-1
,HI
2,84
Pr"~.l
0,00
22
0,06
72
0,21~_
O,~_
0,00
75
Mod
elo
5 y
.. 8
0 ..
. IW
Pr'"
aZ'
Pec:
... a
3°PI
b ...
Q4"
Yde
t (p
$fim
etro
) 65
5212
-6
90.2
2 -2
9293
24
37,6
25
0,30
52
0,14
1 0,
020
O.3
m
0,_
5,
46
0,00
15
2,10
5 -0
,76
n$
-0
,17
0,28
(eat
atl$
tical
) 4,
14
-2,1
4 -2
,69
1,84
2,
16
Pr"
l!L
__
_ 9~_
_M
»4
__
_
0,00
65
0,1
08
90
,03
71
Mod
elo
8 Y
.. lilO
... a
,oP
r ...
aZ'M
c ...
a3°P
lb ...
a4"
YdcI
f (~)
5857
39
-563
,44
-392
23
2532
,991
0,
3540
0,
145
0,02
1 0.
3180
0,
2422
4.
20
0,00
69
2,09
8 -O
,as
fUi
-0,1
5 0,
29
(ett
atl$
flcllt
) 3,
63
.1,7
5 -2
.12
1.42
2,
44
pr,.
m
0,00
09
0,08
93
Q,0
414
0,16
34
0,01
97
Mor
:Ie/Q
10
Y =
ao'"
a,o
Pr'"
a3°
Plb
+ M
OY
deI'
(pa
rtm
etr
o)
4993
59
-536
,96
·203
,587
0,
4323
0,
147
0,02
2 0,
2332
0,
1710
3,
75
0,01
9 2,
072
-0,6
7 08
-0
,14
-0,0
2
(e$
Jtl.u
c:a
t)
3,06
.1
,55
..0.1
6 2,
95
Pr>
lt!
0,004
_' 0.
1.30
8 0
87
44
0
00
55
Mod
elo'
t Y
'" a
o'"
a1°P
r'" q
pçs ...
a3°
Plb
'" a4
°yde
t (p
artm
etro
) 41
9877
-3
307,
99
2886
,25
-40,
715
0,44
93
0,13
7 0,
019
0,35
01
o,m
e 4,
85
0,00
31
2,05
0 .Q
,33
ns
.{),
$4
0,
00
(8$t
aI:I&
tIeaI
) 2,
70
-2,9
1 2.
54
.Q,0
3 3,
28
Pr,
. III
0,01
()5
0,00
61
0,01!
),<l,
0,9!
3!2
_0,0
023
-, y
.. !m
p0rt
aç40
de
café
vtlf
de b
ruIl$
IrQ
por
est
e m
orcI
Jdo
pr
.. Pl
"$Ç
Odo
caf
é ~ro ~porest& m
arca
do
1"%
40
02
141
obs
erV
açõe
s,
1.10
.200
2 (3
3 obWV~.)
' ...
....
. 12>
__
,
Pib
.. In
dlce
rea
l dQ
PIS
e&.~preço
Elu
tldd
ade
PfO
ÇO
--.....
Ydet"'VariévelY~em1 p
erlo
do
Moc
MIo
s 1
a 11
M
odel
o 11
,1
Moc
Wo1
1.2
PIo
'" Pr
eço
IifiIl
mpo
rtaçl
Ode
outra
s be
bida
$por
este
mer
çad
o
Méd~deY(a)
680.
487
Méc
llade
Y(a
) 70
1.06
5 M
édia
de
Y (a
) 70
0,92
8
Peo
.. Pr
eço
de a
xpor
taçA
Q d
a 0I
,Itra
s \::
lebI
d.$$
por
.. m
erca
dQ
M4d
lade
Pr(
b)
ln.4
4
Méd
ia d
e pr
(b)
174,
52
Méd
Io d
e P
r (b
) 1
39
,n
Pie
" P
reço
t;ktlm
p0rt
aç60
deçh
ápor
este
ll'lfl
ll'C
8do
"" 0.
0002
6340
b
I.
0,00
0248
12
'lO
O,O
OO
187o
t
Pec:
.. preçod$export/JÇIodecl\époreate~
Mo
def
oI;
12
,,2
2
Pia
'" P
!'eÇ
Ode
impo
I1aç
AQde
auc
o de
Iar;l
nja
por 0
&1$
m8'f
Cad
o M
édIa
ct.
Ypc;
(e)
0,75
M
édia
dE!
Ypc
(e)
0,
76
Méd
ia d
$ Y
pc (
e)
0,75
p_
.. P
reço
de
expo
rteçA
Qde
auc
ode
laran
Jal p
or e
ste tn
eI'Ç
l)(j
o M
édla
dltlP
r(b)
17
2,44
~doPr(b)
174,
52
Méd
iadl
tlPr(
b)
139,
72
Mo
.. M
éd!il
l:iO
$prtI
ÇO
Sde
lmP
Qrta
ç40e
elfl)
Qrta
çAoo
.out
rasb
ebld
aapo
rOllt
emef
Ç$/
jO
"o
22
a_
"o
.....
.. bl
o 18
8,14
1
Mc
.. MédladQlllpreço&de~e~40cháporeatel1lQl'ÇlJ(io
Ms
.. M
édia
dos
pre
ço&
t;kt l
mpo
ftaÇ
Ao
e ~(\I)8\ICO d
e la
ranj
a po
re&
lll m
erca
do
Ela
stic
idad
e re
nd
i;
elas
tlc:k
ladI
tren
da
._ ......
Pcs
'" Preçodocatêeubetltutodoçaf4bras11e1ror.w~
Mod
ekt$
1 a
11
Mod
eto
11,1
M
Qde
Io11
.2
1'1$
" nA
oalg
nlflc
l:ltlv
o (a
ueên
clad
e au
toco
rrela
yAo)
M
édia
de
Y (a
) 66
0,48
7 M
édIa
. de
Y (a
) 70
1,08
5 M
etlla
de Y
(a)
706.
928
ic ..
~
Méd
ia d
e P
IS (
d)
76.9
3 M
édia
de
PIB
(d)
as,3D
~dePIB(d)
94,3
5 o
" ~ d
e M
ocof
reIa
çAQ
d
i.
O,O
OO
113O
e d
i.
0.00
0121
" '"
O,o
oo13
3Of
MQ
dek)
s 12
a 2
2
Méd
jodo
Vpç
(el
0,75
M
édia
<kl
Ypc
(e)
0,
76
Méd
Ia d
e Y
pc (
e)
0,75
Méd
ia d
e P
IBpc
(e)
81
,12
Méd
Ia d
e P
IBpc
(e)
68,5
7 M
édia
de
PIB
pc (
e)
96,0
1 el
e 10
7.60
el
e 11
fM
oie
127.
81
- -
Tab
ela
30. R
esum
o da
s re
gres
sões
par
a a
Fra
nça
-da
dos
loga
riti
miz
ados
41
ob
oeM
ç6es
P
r(.1
.96 ~
h:!ó
1,9
6)'"
0.9
5
(8C
)irI
terc
ep.
InP
r(a1
) ,ln
Pcs
(a2)
.1
rlf'
io(a
2)I
nf'
.!i!
O(a
2} .
. _~o
(a?)
. ___ lnPic{~_~{~~(a2)
InP
ib(a
3)
InY
def(
a4)
o<Y
def)
r:i(Y
dQI)
R-s
quar
e A
dj-R
-squ
are
Fva
lue
P
r>F
d
(OW
) h
Ep
Er
Mod
elo
1 !n
Y ..
~ ..
. a1"
lnP
r +
a2
"nP
io +
a3'
lnP
ib +
a4'
lnY
def
(par
êmet
ro)
7,00
95
-0,1
017
-O,m
0,
2630
9 0.
4082
2 0.
148
0,02
2 0,
2599
O
,1m
3,
16
0,02
52
1,96
0,
25
na -
0,10
0,
28
(~I$lici,st)
2,81
.1
,02
.1,0
7 0.
69
2,76
PP'n
! 0
00
79
03
136
O~
03
79
8
00
06
9
Mod
olo2
In
Y '"
ao
+ a1
°lnP
r ...
aZ'ln
PIiI
O +
a3'
InP
ib ..
. a4"
InY
def
(part
I-.)
6.
3342
-0
,135
1 .0
,066
0.
05e3
8 0.
4061
7
(e$l
8tIa
tioa
I)
3,92
-1
,43
-0,7
5 0,
33
2,69
Pr>~1
00
00
4
01
60
7
04
56
2
0741
6 00
107
_3
In
Y lO
ao
+ IW
InP
r + a2
"InM
o ...
e3"1
nPIb
+ a
4'In
Yde
f (p
artI
""""
'l 8,
1601
-0
,130
6 .o,
ooa
0,06
366
0,40
617
( __
ti 3,
81
.1,3
8 .o
,n
0,43
2,
69
Pr>
ltj
00
00
5
01
76
5
04
47
0
67
33
0
01
07
_4
ln
Y"
ao ..
.. 1°
lnP
r + ra
"lnP
ic ..
. a3'
InP
ib ..
. a4'
InY
Qef
(p
artI"
"""'1
9,
7963
-0
,176
5 0,
263
-0,3
3673
0,
4199
4 ( _
_ ti
4,04
·1
.78
1,12
.1
.1
2,87
Pr>1
!! 0
00
03
0
08
37
0
26
86
o
m4
0
00
68
_.
InY
" aQ
+.1
-In
Pr
+ a
Z"In
Pec
+ a
3*In
Pib
+ "*
lnY
do
f ("
"'''''
'''''1
10
,405
1 -0
,183
9 -D
,290
0,
1666
9 0,
2761
1
<_
'_ti
4,
99
·2,0
8 -2
,68
1,28
1,
87
Pr>l
!I
<000
01
00
44
5
0,01
12
02
08
2
00
69
3
_. In
Y"1
lQ +
."In
P,
+ II
Z'In
Mç
+ fl
l3"In
Pib
+ 1
J4'ln
Yc;Ie
f (p
arti
""""
" 9,
3719
-0
,159
2 -D
.,..
0,
2200
3 0
,=
( _
_ Ia
tlça
t)
4,53
·1
,76
-2,0
6 1.
27
2,2
PPt!
:l <0
0001
0
06
62
0
04
47
0
21
38
0
03
44
Mod
elo
10
InY
" ao
+ al
'loP
r +
a3*I
nPib
+ a
5*in
Yc!
ef
(par
tI"""
"'1
8,44
121
.0,1
4 -0
,027
4 0,
4310
(eet
atls
tiça
t)
4,00
-1
,48
.0,2
1 2,
94
Pr>~
l 0
00
03
0
14
73
0
83
76
0
00
68
Mod
olol
l In
Y"
ao +
al'ln
pr +
aZ'In
Pca
+ IJ
3'ln
Pib
+ a4
*lnY
def
(par
tI"""
"'1
8,21
23
-0,7
4 0,
6787
.Q
,Ol2
9 0,
4104
(est
atl$
tlai
lt)
4,03
-2
,31
1,95
.0
,1
2,9
Pr>
ItI
0,00
03
0,02
69
0,05
64
__
__
~______________º0063
send
o'
h "l
ogar
itm
o na
tura
l
y",
Im
port
açêo
de
café
wm
:!e b
rasi
leiro
po
r.-t
e ~
Pr .
. P
reço
do
çafé
bra
aile
iro ~ p
or "
,li'!
mer
cado
Pib
" In
dlQ
e r.,
~111 d
o P
ia
ydef
.. V
ariá
vel Y
def
asad
a em
1 p
eóod
Q
Pio
.. P~ d
e im
port
açto
de
outr
.-be
bida
$ po
r" rn
erça
do
Peo
.. Pr
eço
de e
xpor
taçI
Q d
e ou
tra ~ p
or e
.te ~
Pie
" Pr
eço
de
impo
rtaça
o d
e ch
á po
reet
., tn
efC
ado
Pec
.. Pr
eço
de
expo
rtaçA
Q d
e ch
á p
or e
ste
mer
cado
PIa
.. PreçodelmportaçlodetJUCOdelaranjaporeste~
p. =
Preç
o de
exp
orta
çIo
de $
l,IÇ
O d
e la
ranj
a p
or o
ste
mer
cado
Mo
'" M
édia
do
f pre
çoa
de Im
porto
çAo
e ex
porta
ç6o
de
outm
beb
ida$
por
lI9t
e m
erçe
cIo
Me
.. M
édia
doo
, pr8
ÇO$
de im
port
açIo
e ex
porta
çAo
de c
hé p
or e
ste
mer
çad
o
PC8
.. P
rllllÇ
O çI
Q ~é a
ub$t
iMQ
cio
café
br'a
$i1$
ifQ n
este
tI'I8
I"Cad
o
na ..
nIo
6ig
nific
ativ
o (ausê~ d
e: au
toco
rrel
açio
)
\C =
il'lCOl
'lClu$
ivQ
...
pres
ença
de 8~
0,15
1 0,
023
0,24
81
0,16
45
2.97
0,
0323
2,
02
-D,3
0 n8
-0,
14
0,06
0,15
1 0,
023
O.2
4S6
0,16
51
2,96
0,
0319
2,
02
.0,2
2 n5
-0,
13
0.08
0,14
6 0,
021
0,26
21
0,18
01
3,2
0,02
4 2,
02
-0,1
6 m
-0
,18
-0,3
4
0,14
7 0,
022
0,36
29
0,29
21
5,13
0,
0023
1,
99
0,12
n
t -0
,18
0,19
0,14
9 0,
022
0,31
82
0,24
25
4,20
0,
0068
2,
01
-0,1
1 ns
-0,
16
0,22
0,14
6 0,
021
0,23
62
0,17
43
3,81
O
,01
n
2.05
.0
,50
nt
-0,1
4 .0
,03
0,14
2 0,
020
0,30
95
0,23
28
4,03
0,
0084
2,
00
0,01
n
6 -
0,74
..o
,Ol
- N
Tab
ela
31.
Res
umo
das
regr
essõ
es p
ara
a F
ranç
a -
dado
s nã
o lo
gari
tim
izad
os
41_
Pr(
-1,9
6 s
h S
1,9
6)"
0,9
5
i8CI
)~~.
J>
t(II
'J
PC&~)Picl(~e~(a2L_~o(a2L __ Pic
(a2L
.P6!
:J~)
MI!Ja2)Pi~(a3)
Ydef
pc:.(
a4)
O(Y
doI)
<
1('t
'deI
) R~re
~j.R
~~~~
f_
~ue
Pr>
F
d(O
W)
h E
p E
r
Mod
elo
12
Ypc
" li
!Q +
«1"
Pr
+ ..
2*P
io +
aJ"P
Ibpc
+ a
4·YO
Ofp
c (p
arâm
etro
) 0,
5453
6 -0
,000
4 -0
,827
0 0,
0046
0,
3471
5 0,
144
0,02
1 0.
3331
0,
2590
4,
49
O,OO
4B
2.02
-0
,13
ns .
..0,1
0 0,
49
(eat
atl$
!iça
t)
2,66
-1
.15
-2,2
6 1.
50
2,42
Pr>~,011~:t__
0,25
64
O,~
0,14
24
0,02
08
Mod
elo
13
Ypc
:" $
O'"
a1"
Pr
... IJ
2"P
eo ..
. a3"
Pib
pc +
a4"Y
dlttp
c:
(pw
tmet
ro)
0,67
303
-0,0
006
-0,0
576
-0,0
011
0,40
03
(est
atls
tica:
t)
3,14
-1
,54
-0,7
6 -0
,66
2,n
P
r>J!
L _
_ ~o,~__
_0,1
331
0,46
03
0,51
08
0,01
00
Mod
elo
14
Vpç
.. ao
+ a
,'P
r +
a2"
Mo
+ a
J'P
lbpc
+ a
4'Y
defp
c (p
an\m
elto
) 0,
6878
5 .0
,000
6 -0
,150
2 -0
,000
7 0,
3623
(aet
atle
tia:lt
) 3,
19
-1,4
2 .1
,06
-0,3
5 2.
49
Pr"
.ttL
.0,0
030
0,16
47
0,29
76
0,73
18
0,0
1n
Mc;x
ielo
15
Ypç
" ao
+ ."
Pr
+ a
2"P
ic +
a3'
Pib
pc +
a4'V
de1p
c (P
lllrtfN
:lb'O
) 0:
7335
5 -0
,000
7 0,
0533
-0
,004
5 0,
4235
(8$t
atl$
ticaI
) 3,
28
-1,7
8 1,
11
-1,3
9 2,
9
Pr:
>!t
i 0,
0023
0,
0832
0,
2757
0,
1739
0,
0064
Mod
elo
16
Vpc
"'$
O +
a1
'pr+
ôt2
'Pec
+ a
3'P
Ibpc
+ &
4'Y
defp
c (p
arim
etro
) 0.
8113
9 .o,
oooa
.0
,033
3 0,
0017
0,
2891
(ata
tl'tt
ica
l)
4,11
-2
,20
.0,0
2 0,
96
2,06
Pr"~QJ1º02_
_ __
O,~_
O,~
.0,;}
424
O,0
4n
MQ
deIo
17
Yp
c" $
O +
a"P
r +
a2'M
c: +
aJ'
PIb
pc +
&4'Y
detp
c (p
attm
etro
) 0,
n115
-0
,000
6 .0
,046
2 0,
0021
0,
3361
(eat
alla
tica
l)
3,58
-1
.79
-2,2
8 0,
97
2,32
Pr:>
1!i
__ 0,0
010
0,08
13
0,02
67
0,33
86
0,02
:61
Mod
$Io2
1 V
pco:
ao+a
1*P
r+a3
'Píb
pc+a
4*Y
defp
c (p
arêm
elTo
) 0,
6443
9 0,
00
-0,0
014
0,43
09
(est
atfs
tiça
t)
3,07
_1
,51
.0,8
5 2,
94
pr:>
Jtl
OJl
04
0,14
04
0,39
66
0,00
56
Mod
eIo2
2 V
pc"
ao
+ a1
'Pr +
a2"P
Ç$ +
a3"P
ibpc
+ a4
'Yde
fpc
(par
êmel
To)
0,55
570
-0,0
0362
0,
0031
7 -O
,OQ
12
0,44
97
(est
atIa
tlca
t)
2,80
-2
.90
2,65
-0
,6
3,29
Pr:>
lli.
__ 0
,008
2 0,
0063
0,
0152
0,
4311
0,
0023
send
o"
VPC
" Im
porta
çAQ
de
cate
ver
do b
rasi
leiro
em
tef'm
OII
; pe
r cap
ita
Pr
.. PreçodoCllf'bra$iIeII'Q8lq)OrtadQp$IlIesIe~
PIb
pç .
. In
dico
I"$I
JI d
o P
IS e
m le
rmo
. per
~
ydet
"pç"
Var
iáve
l Y d
efas
ada
«n 1
per
lodQ
.,., t
emJo
a pe
r cap
im
Pio
" Pr
eço
de Im
porta
çAo
de o
utra
s ~ p
or e
ete
mer
cado
PeQ
" P
reço
de ~ d
e ou
tras b
ebid
P p
or'
" m
erca
do
Pic"'Preçodelrnpo!1açlodechéportllllte~
Pec
-.: Pr
eço
de: e
xpor
taçê
o de
ché
po
r.w
~
-Pia
.. P
reço
de:
impo
rtaç
lo d
e &
UCO
de
lanm
ja p
or e
$te
mer
cado
P$S
.. P
reço
de
expo
rtaça
o de
&U
CO d
e ta
r.nja
por
eoW
rne
rçad
o
Mo
.. M
édía
do$
pre
ços
de im
porta
çao
e ex
porta
çAo
de 0
IMt$
beb
k::Ia
f por
est
e !1"
I4!!fC
8do
Me
.. M
édia
doi
!. P
f89O
$ d
e Im
porta
çao
e ~ d
e çh
á p
or li
ISte
mer
çad
o
Ms"
~ Ó
O$
pr$Ç
OliI
de
impo
rUIç
Ao.
exp
orta
ç6o
de 8I
.ICO
de
lara
nja
por .. ~
PC$
.. Pr
eço
do ç
afé
$U
betIt
tAQ
do
café
br;t
siIe
Iro J
Mte
l1"Ie
I'Oad
o
In
" n
ao r;
igni
f"lC
Idiv
o(a!
,ta6o
cia;
de ~o)
ic .
. if"l
ÇO
l"ll:;
k,ia
ivo
• '"
pres
onça
de
au
toco
rrd
açl
o
0,15
0 0,
023
0.24
86
0,16
53
2,96
0,
031 a
2,04
-0
,49
rt$
-0
,13
-0,1
2
0,15
4 0,
024
0,2!
502
0,16
46
2,92
0,
0346
2,
02
-0,3
9 ns
-0,
13
..1J.0
7
0,14
6 0,
020
0,26
17
0,17
97
3,19
0,
0242
2,
03
-0,2
4 os
-0,
16
-0,4
6
0,14
1 0,
020
0,39
13
0,32
37
5,79
0,
0011
2,
09
-0,6
5 na
-0,
16
0,19
0,14
5 0,
021
0,33
29
O,,
,,,,
,"
4,4
9
0,00
48
2,06
-0
,66
na -
0,15
0,
23
0,14
6 0,
021
0,23
66
0,17
47
3,92
0,
0176
2,
06
-0,5
7 06
-0,
13
-0,1
5
0,13
7 0,
019
0,35
33
0.26
14
4,92
0,
0029
2,
05
-0,3
2 f'
\$ -0
,63
-0,1
3
w
Tab
ela
32.
Res
umo
das
regr
essõ
es p
ara
a F
ranç
a -
dado
s lo
gari
tim
izad
os
".,.,...,
.,...
Pr(
-l,9
6:O
h!í
1,9
6}
" 0,
9$
{ao)
lfllc
tteep
ln
Pr(
al).
ln
Pcs
{a2)
In
Pio{
a2)
InP
eo(a
2)
... ln
Mo{
a2)
InP
lc(a
2)
InPé
l:_(
a2)_
IrI~
{a2)
_J!1
P1bp
c(a_
3lDt
Ml_~
) -.B
ee{a
-tl_
h1,!,:~(a,,'-_(J(V~o:2rr~
__ 1'{~_~-sq~ __
Lv
alu
e Pr_~~~_-..!e.
Er
Mod
,1Q
12
I"Y
pc .1
1(1
1' ,l
'InP
l" ..
112
'!nPI
o" a
3"ln
Plbp
c -t
a4'!n
Ydo
tfpc
Mod
elo
13
InY
pc"
ao ...
1"1o
Pl' .
. aZ
'lnf'e
l) ..
a3'
lnP
lbpc
" a4
"1nY
defp
c:
Mod
ok.l1
4 ,,,
Vpc
'" a
o ..
. f'l
nP
r" a
2'In
Mo"
a3"
1nPl
bpc"
a4'
InY
deIp
c:
Mod
o\Q
15
InY
pç ..
""
....
l"1nP
r+a2
'"InP
i<;:
... !I
3·I!
lPlb
pe ...
.. ·In
YdI
Ifp<;
:
~15
lnY
pç_8
Çl+
,'·In
Pr+
.a"1
nPoe
-l-.
:rIn
Plb
pç-l
--.4
"1nV
dofp
c
Moc
»Io
H
lnY
pe ..
ao
-I-.1
·InP
f -I-
1l2"
l1'lM
e -I-
!l3"l
nPlb
Pç -I
-a4'
InY
dtIt
pe
~21
I"Ypcl"fiIQ+.,·lnPf+.3"l"PIbpç+~·InYcWpc
Mod
elo
22
InY
pç ..
I\D
...
. ,·!
rIPr
... a
2"1n
P<;8
,-I-I
I3·In
PlbP
ç.""
·InY
doIp
c;
41~(1982-2Q02)
Mo
de
$Q
22
.1
InY
po:;
.ao-
l-.1
·InP
r-l-
.z·t
"Pc:
I,+
e3·I
nPlb
pc+
...
·lnY~
33~(1a70-2OO2)
Mod
l!lo
22.2
In
Ypç
.. a
q -I-
""1
nP
r ...
e2'n
Pc;
t. ..
. e3"
1nPl
bpe'
" ",
'1nY
dtII
pc:
23~{1$$O-2O(2)
MQ
deIQ
22
o In
Ypç
.. fi
IQ'"
."I
nP
r'"
.z4
nP
c$'"
a3"
1nP
lbpç
+ "
"08
6'"
a5·
'nvt
J.Ip
c;
41~(1962-2OO2J
MQ
deIo
22
R
lnY
pc .
. '1
0'"
,1"1
nPl''
'' .z
·ln
Pes
'" a
3"1n
PlO
pc .
....
. ·R
" +
a5"
lnvd
eIpc
;:
41~(1982-2OO2)
sond
o:
In ..
logI
ritm
o nI
tUni
Il
YPC"
lmp0
rtaç
4o"-
~ver
delbmIlktlro"'"termQIIl*eapll$
Pr"Pr.çodoc;aU~expQItadopm"'mercadQ
Plb
pe ..
lnd
lcer
QdoP
lalt
lTl~
pere
aplt
.t
(pll
rlm
etfo
) -1
,312
7 -0
,107
1
(Gllt
ltfl;l
tlellt
) -0
,59
·1.0
6
-0,2
37
.1.0
8
0,20
612
0,52
0,5
26
58
2.64
Pr~!tL _
__
_ P.~
_O,~_
O,2~
__
__
__
__
__
__
O,(IQ96~ _
__
__
__
_ ~
__
_ __
___º.
..012
3
(pllr
ilT\W
O)
0,6
»4
-<
1.12
64
-0,0
69
-0,0
511
0,-4
216
(G$t
:atl.
uc.t)
0,
51
·1,3
6 -0
,79
-0,2
4 2,
8
P1 >
!tI
0.60
98
0.18
22
0,43
65
1},8
136
0,00
61
(pll
rim
«ro)
0,
4401
-0
,124
0 -0
,0$3
.0
,018
11
0.42
1$3
(~Ia
tlea
:t)
0,32
-1
,31
-0,8
-0
,00
2,81
Pr>
ltl
-0.7
-487
0
,19
9
0.42
82
.O
,9
4O
,Q
()§
1
(pII
rtm
.tT
o)
2,~
-0,1
658
0,26
0 .0
,541
11
0,44
07
(eft
tl$t
ica
I) 1.~
-1,6
7 1,
07
-1,3
7 3,
03
Pr>
!tj
0,13
02
O,1
0V'
Q.~ _
__
... _
_ . _
_ O--'-~
0004
5
(par
tmot
ro)
0,94
9&
.o,1
7tH
.0
,296
0.
0753
!S
0,28
&24
( ... I~t)
1.02
-2
,02
·2,7
1 0,
43
1,96
Pr
> !t
I 0,
3161
3 0
,05
04
0.
0.10
3 _ j
),Gn<
l .0
,05
[1
(paI
tf'1'
l4ot
f'O)
0.51
223
-0,1
5459
.o
,m
0,13
22&
0,
3396
9
(HU
ltlat
iclll
l 0,
51
-1.7
1 -2
,12
0,63
2,
2$
Pr"
,m
0,5
1$
0,
0956
_-----º...~. _~O,~~.~~
____
__ .. ~
.. __
_ --
--º..
.028
<P
-o\m
.lro)
0.
8044
8 .0
,14
..o
,190
1 o .
....
(.
-.l$
tlea
l)
0,71;\
_1
,50
-1,1
3 2,
5$
Pr>
ltl
0,44
24
0,14
10
__
O,~_ ~ ...
.. __
. ___ . _
__
_ ~.
(pts
lm.t
to)
0.6t
J730
..o
,745
90
0,81
n25
-0,1
460
0,42
60
leot
allt
tica
l)
0,87
-2
.31
1,98
.0
,91
3,03
Pr>
!t!
0,51
03
O,0
27Q
O,~
__
_ o
3711
00
045
(par
tmet
rol
3,61
259
-0,7
8:93
1 0,
8307
1 -0
,891
4 0,
3193
(~j~l)
1,59
-2
.30
1."
'1,7
1 1,
91
Pr>
Itl
0,12
38
0,02
93
0.10
82
O,~
0,08
6
(pat
4met
rol
7,89
514
..o,7
3491
0,
4571
4 -1
,502
0 0.
2622
(eat.!I~I)
1.H
I -1
,32
0.63
-1
.2
1.23
Pr>
111
0,2f
148
0,20
23
0,53
53
_O.2~__
j)--,-
2347
(ptr
if\'ll
lÚ"Q
) 0,
0864
3 -0
,474
5 0,
4701
2 -0
,051
0 -0
,765
0 0,
5614
6
(eat
atl.u
ea.ll
0,
09
-1,5
3 1,
43
.0,3
4 -2
,89
4,12
Pr>
ltl
0,1I:4
:.w.
0,13
3Q
0,11
;lQ4
__
O,1
36tL
__
O.~
O,Q:
QQ:2
(pA
1'I1
W01
0,
1438
-0
,759
5 0,
7146
2 0.
0481
-0
,030
6 0.
4407
1
(om
atll
ltlc
al)
0,01
-2
,29
1,97
0
,0
7.o
.2
a
2,91
PI'"
, /1/
0,
9453
0.
0279
0,
0S68
0,
9451
_
_ 0,n
49
0,
0062
YtH
tpe
.. V
riw
/Yct
.faM
da.
", 1
pe
tlocl
oe
mte
m'lO
llpe
rça
plla
Pio"Pr.çodelmportaçlOde~bebldupor _
_ ~
Peo"P1eçod4laxp0rtaç4odeoutJllS~j)Of"'rn$fCIIdO
PIc"PreçoQol~Qc;iochápor.,..m..-eado
P"""Preçqo.~()"-~j)Ofetlttl'MfC8Clo
P\lI
"Pre
çodt
lmpo
rtaçi
Ocl
E!lL
/CQ
dtla
ranj
apol
'e&
hIm
trt;:a
dO
p""PreI;<Io.~()deSlJÇ:(lQalaranjllp« _
_ ~
MQ"M4dllldQG~del~.~odalXltr"o.bIdaspof""m..-CIld<>
Mc"M4dladQe~dtljrnpc!rtaç4o.~odecháp«"'1'I'IeI"e8do
Ms"M4dllldooproo;oede~.~()delWC(lde~J-por"'matcado
~ .
. PreçodoçaM$U~doe.f.bratJlolIr<Inett.~
De8
. V
.n.v
.I: d
umm
Y IW
II ()
.no
eM t~
RM
" R~de ç
aM v
erde
por
.-m
erca
do
ns ..
ntQ.If\catlV()(.w4nclade~elllçi())
k: ..
~
...
pre
MO
Ça
de
auto
cQIT
elaç
io
0.20
0 0,
040
0,25
28
0,16
96
3,04
0,
0293
1,
88
.NÚ
Mi
Ic
.0,1
1 0,
21
0,15
{)
0,02
3 0,
2814
0,
1793
3
,1a
0.
0244
2,
04
.0.4
7 n$
-0
.13
-0.0
5
0,15
0 0,
023
0,21;1
18
0,17
$8
3.19
0.
0242
2,
03
..o,3
D
1'1$
.0.1
2 -0
.02
0,14
5 0.
021
0,27
20
0,19
" 3,
38
0,01
94
2m
-0
,30
t1$
-O,H
-0
,54
0,14
7 0,
022
0.31
58
0._
5.
42
0.00
16
2.00
0,
Q1
na
-O, H
l 0,
08
0,14
8 0.
022
0.33
22
O.""
4,48
0,
0049
2,
02
-0,2
5 na
.0
,15
0
,13
0,19
7 0.
030
0.22
84
0,18
58
3.65
0,
021'
t,
a7
'NÚ
Ml
jç
-0,1
4 -0
.19
0,14
1 0.
020
0,32
24
0,24
71
4,26
0,
0062
2,
01
-0,0
7 n$
-0.
75
-0,1
5
0.16
7 0.
02>
0,40
16
0,31
81
4,70
0,
005
1,89
'N
UM
! Iç
-0
,79
-0.8
9
0,21
3 O.'
" 0
._
O
.30
n
3,44
0,
0296
1,
64
'NU
M!
k:
..o,7
3 -1
.50
0,13
6 O
.ot9
0,
4$32
0,
3751
5
,60
0,
0005
1
,98
0,
29
na -
0,47
-0
,05
0,15
1 0.
023
0,32
40
0,22
74
3,36
0,
0140
2,
05
-0.6
9 0l
I -0
,76
0.05
...-~
Tab
ela
33. R
esum
o da
s re
gres
sões
par
a o
Japã
o -
dado
s nã
o lo
gari
tim
izad
os
41"""
"""
Pr(-
l,96:
1ô h
" 1
,96
)" 0
,95
(~)J
ntet
cep.
P
r(a
l)
PeI
{a2
) P\
cI{~
) F'
e\)(
Il2:
) _Mo(~L_Pic(a2J _
_ Pe<:~t.4_~~
_~Pl_b,~ _
_ ~
O(V
cIef
) ,i(Y
<Ief)
R,..
quar
e Ad
J,R
=!Q
U!ir
e F
valu
e P
r>F
d
(OW
) h
Ep
Er
MQ
deIo
1
y".
ao
-t .1
*Pr
+ a2
"P\Q
+ ~'Plb'" a
4"Y
d$
f ("
"'m
ot«»
(e
atat
t.tl
cel)
-125
317
~,565
2785
3 10
258
0,37
007
0,14
6 0,
022
0,92
29
0,91
43
107,
73
< 0
,000
1 2.
11
-l,O
S n •
.o,
14
0,93
.0,9
6 .1
,91
0,27
3.
85
2,51
Pr>
ltl
03
43
4
00
64
4
01
92
' 0
00
05
0
01
68
Mod
elo
2 Y
.. a
o" .'*
Pr -+
a2"P
eo 'i
' a3
*Plb
+<I
4"Yd
el
(par
êmet
rO)
.,..,..
-605
,38
_,e
1241
8 0
,_
0,
143
0,02
0 0,
917Q
0
,91
as
114,
26
< 0
,000
1 2.
11
-0,0
>
1'1
.-0
.15
1.1
3
(ett
ati8
tica
1)
-1,3
4 -2
,09
-1,4
5 4,
1S
2,71
Pr>
ltl
0190
1 0
0G
l 0
15
70
0
00
02
0
01
03
~ode\Q 3
Y
.. -.
o +
.1"P
r + ;
a'M
o +
aJ"
P\tl
+ a
4"Y
Oef
(p
altm
olrO
) -1
183e
2 --5
78,2
0 -1
0630
1 " ...
0,39
07
0,14
5 0,
021
0,92
49
0,91
66
110.
88
< 0
,000
1 2,
09
-0.8
2 m
I -0
,14
1,O
S
(..t
atI
Rlc
aI)
-O
...
-1,9
8 .1
,02
3."
2,69
Pr>I
I! 0
_
0_
0
31
35
0
00
03
0
01
08
Mod
IJIo
4 Y
"'a
o+
II"P
r+a
2"P
\c+
a3
"Plb
+""
Yd
ef
-) .,.
,....
-594
,16
.,.,.
...,
0,37
34
0,14
6 0,
021
0,92
30
0,91
44
107,
82
< 0
,000
1 2,
11
-0,0
6 n.
-0,1
5 0,
91
(e$i
alls
tlca
l)
.0,9
1 .1
,88
0,31
3.
5 2,
""
Pr>
~!
0371
4 00
877
O"'""
0
00
13
00
152
MoO
eIo5
Y
"IiI
Q+
a"P
t+a
2"P
ee
+a
3"P
lb+
""Y
de
f (-)
.,...,
. -7
83,6
4 .,
-'2
023
0.38
38
0,14
0 0.
020
0.92
96
0,92
18
118,
83
<0,
0001
2,
14
-1,0
2 nl
-0,
19
1,17
(eot
aUet
k:al
) -1
,39
-2.5
6 -1
,a7
4,44
2
,.
Pr>I
M
01
na
0
01
49
0
00
95
0
00
00
' 0
01
36
Mod
eloS
Y
"ao
+a
'"P
l'+
a2"
Mc
+ a
3"P
Ib +
;\4"Y
der
(par
imet
fo)
-175
146
-746
,ee;
-3
1794
13
719
0,_
0,
140
0.02
0 0,
9299
0,
9221
11
9,44
<
0,0
00
12
,14
-0
,97
nI
-0,1
9 1,
25
(est
eIl«
Ieal
) -1
,46
-2,5
1 .1
,92
4,41
2,
61
Pt>1
11
0'6
26
0
01
69
0
08
27
<
00
00
' 0
01
30
Mod
ele)
10
Y"
3Q
+ ,'
"Pr +
qP
\b +
a4
"YIM
("
.,.m
ot«»
-'
1229
9 -5
$,7
6
'02
60
0,
3749
0,
145
0,01
1 0,
9227
0,
9165
14
7,31
<
0,00
01
2,10
-0
.63
1'\$
-0
,14
0,93
(ett
atl.
.tlC
el)
-0,0
<
-1,9
2 3,
91
2,59
Pt >
~I
03
53
, 0
08
27
0
_
00
13
6 --
Mod
f)Io1
1 Y"ao+.1·Pr+~+a3·Plb+a4·YMt
_ 0)
·7
_ -1
735,
70
1162
,21
'030'
0,31
10
0,14
1 0.
020
0,93
";1
0.92
:40
122,
53
<0,
0001
2,
10
-0,7
6 11
$ -0
,43
0,94
( .. I .. t)
-O
...
-2.8
3 2,
16
4.'
2.
2
Pr>
ltl
0,51
13
0.00
75
0,03
79
_~Cl,~
--º,-0
339
...,d,,,
Y ..
Im
porta
çAo
de c
afé
....
de b
rHII
ek'o
por
.te
mer
ead
Q
Pr
.. P
reço
dQ
(:a
fé b
ra$I
leIr
Q $
XpO
Itado
po
r est
e m
erca
do
1H
2-2
O(n
(41
ob
Mrv
aç6
t!l)
11
70-2
002
(33
ob
Nrv
açO
ti)
198Q
.200
2 (2
3 o
bIe
rva
çOu
)
PIb
" In
dlce
reaJ
dQP
IB
Ela
stic
idad
e P
«IÇ
O
Elp
tlcl
dIt
tW p
r$Ç
O
Elu
tlcl
tt.d
e pr
eço
Yd
ef"
Va
r\á
velY
do
faa
ad
ae
m 1
p$I
1odo
M
ocl
tlo
a1
a1
1
Plo"Pfeço~lmportaçIodeoutru~poreete~
M~dI:IY(a)
7~.650
Mé
dill
de
Y (a
) 90
4.21
3 M
édla
QaY
(a)
1.1&
1,84
0
Peo
" P
reço
de
expo
rtaç
Io c
leou
b'as
b$b
Ida8
por
eet
e m
erca
do
Méd
ltold
ePr(
b)
184,
55
Mé
dllr
JeP
r(b
i 18
5,46
M
édia
de
Pr(
b)
149,
46
PIc"PreçodeimpQrtaçAodecMpor88te~
.,. 0,
0002
4817
bI
• 0,
0Q02
0510
b
I.
0,00
0129
87
Pec"Preçode~c;lech'por .. m
erca
do
Mod
eoIQ
tO 1
2 li 2
2 M
Qda
k)22
.1
Mod
elo
22.2
PIa"PreçodelmportaçlQl$elUCOdelarllnjaporeate~
Mé
dll
de Y
pç (
c)
0,37
M
édia
de
Ype
(c)
0,
44
Méd
ia d
e Yp
c:. (
c)
0.56
Pti"~doexportaçAode.ueode~pofeato~
Mé
dlf
de
Pf(
b)
184,
55
Mé
dla
de
Pr{
b)
185,
46
Méd
ia d
e P
f(b
) 14
9,46
Mo
" M
édla
dQa
preç
oe d
fllm
port
at;A
Q e
expo
rt;a
çio
de
ou
tru
blilb
I4aI
pof
est
e fl'\
8l'c
aQo
", 00
3,7$
0 b
I,
418,
343
bI,
26
8,11
1
Me
" M
ódla
doa
~ d
e im
porta
çAoe
exp
orta
çIQ
de
eM p
or'"
mItf
Cad
o
Ma"
Méd
ia d
oa p
rOÇ
OI de
lmp
ort
açI
o e
~ d
e ll
JÇQ
de
iaran
,la P
Ql o
m m
erca
do
EI .. ti
clcW
ie r
enda
E
lutl
c\da
de r
enda
El
aatlc
.1dó
Ide
rend
a pç
.. "
Pre
çod
oca
fôl5
!,lb
etlt
uto
do
c.fô
llfu
liel
ron
o«
emer
çad
Q
MQ
delo
a 1
.. 11
l'lII
'"
nAo
$lgn
1fic
atiV
O (
au.6
ncil
l de
auto
corr
itla
ylO
) M
édia
deY
(1iI)
74
3.60
0 M
édlll
ldeY
(I)
00
4.21
3 M
$dia
cleY
(IiI)
1.
150.
840
~.-
Méd
ia d
o P
IS (
d)
67,6
1 M
6d
lId
e P
le(d
) 77
,38
Mó
dia
de
PI6
(d)
"~3
·"~oeautocQrrelaçAo
.. O
,ooo
o.ot
1 d
i • 0
,-
di.
o,
oooo
n0$3
M
odal
oa 1
2 a
22
MQ
delo
22,1
M
odel
o 22
.2
Mé
dia
de
Yp
c(c)
0,
37
Méd
llll d
e Y
pc (
c)
O,"
M
édllll
de
Ypc
(c)
0.
56
Méd
ia d
e P
IBpc
(e)
71
.27
MM
II d
e P
lBpc
(e)
60
.23
Méd
llll d
e P
IBpc
(e)
90
,43
oi,
114,
155
oi,
180,
81
oi,
16
2,22
Vl
Tab
ela
34.
Res
umo
das
regr
essõ
es p
ara
o Ja
pão
-da
dos
loga
riti
miz
ados
41 _
"'"
'""
Pr(
-1,9
6 S
h S
1,9
6)"
0,9
5
(~}Ir1tercep!np~(lIJJ
InPe
s(e:
?).
lr:'I.e~
(a2)I!1P~{,ªl __
ln
Mo{
I(?l
J~~~
a2)
_1_r
lJ:'
_~J~
n~c(
a,_~
____
InPI
b (a
3)
inY
daf (
84)
Cf (
Yde
1)
.; (Y
Qel
) R
=Squ
are
Adj
.R-&
gUat
e F
val
ue
pr >
F
d (D
W)
h E
p E
r
Mod
elo
1 ln
Y '"
ao
+ a
l·ln
Pr .
.. a2
"InP
io ..
. aJ"
!nP
íb +
a4"ln
Yda
f (p
arim
etro
) 3,
0238
0,
0225
..o
,ooa
1,69
293
0,16
443
0,17
3 0,
030
O,9
06S
0,89
61
87,2
3 <
0,0
001
2,06
'N
ÚM
! ic
0,
02
1,89
(eat
atfs
tica
t)
2,55
0,
15
.0,0
4 4,
3 0,
95
Pr>~
1 0
01
5
O ..
09
67
4
00
00
1
0347
8
Mod
elo
2 tn
Y"
ao +
a1"
InP
r'" a
Z'In
Peo
+ a
J"In
Pib
+ a4
"lnYc
k1
(pao'A~)
2,43
76
0,01
53
...0,
067
2,05
367
0,15
944
(est
a(Is
tic;
at)
1.41
0,
1 .0
,46
3,64
0,
93
Pr>
1!I
01
66
6
09
18
2
0651
4 0
00
08
0
35
8
Mod
elo
3 h
Y"'
!tO
+a
"In
Pr+
a2"
InM
o +
a3"
nPib
+ a
4"In
Yda
f <
-)
2,37
56
0,00
61
-0,1
63
Z0
54
7
0,16
18
(eat
atls
tlca
t)
1,7
3
0,05
-0
,81
4,26
0,
95
pr>n
l 0
09
2
09
56
6
0421
0
00
01
03
475
Mod
elo
4 ln
Y '"
ao ...
a'''
InP
r +a2
*InP
iç ..
. 111
3""In
Pib
+ a
4"\n
Yde
t' (pao'A~)
4,47
49
.0,0
453
0,29
1 1,
B0e
43
0,06
564
(eet
alls
tica
l)
2,96
.0
,3
1,37
4,
17
0,4$
Pr:>
1!l
00
05
4
0768
1 01
801
00
00
2
0630
6
M_
S
lnY
.. a
o +
a1"
\nP
r +
a2"
InP
ec '+
a3*
lnP
Ib","
Q41
nYde
f <
.... ..
...,)
2,74
90
-0,2
076
-0,2
43
2.51
966
0,09
303
(88t
atis
tica
t)
2,66
-1
,27
-2,5
3 S,
3 0,
56
Pr>
ltl
00
11
5
02
12
6
00
15
8
<0
00
01
0
56
56
Mod
elo-
InY
'" a
o +
a1"
InP
r","
a2"
InM
ç","
~·lnP!b +
a4"I
nYQ
ef
(pri
metr
o)
2,19
98
-0,0
881
.0,2
67
2,28
35
0,16
876
(eQ
tla
tica
l)
1,81
.0
,55
-1,5
1 4
,"
1,01
pr:
>m
0
07
83
05
874
01
39
<
0000
1 03
171
Mrx
I$IQ
10
InV
'" 8
0 +
81
%P
r +
a3"
lnP
ib +
a5"
lnV
def
(plllr
4met
l'O)
3,04
033
0,02
1,
8921
0,
1636
<_
1_
')
2,77
0
,16
4,
36
0,97
Pr>~
1 0
00
87
0
87
58
<
00
00
1
03
4
Mod
elo
11
InY
'" ao
+ a
l'InP
r","
a2"
IoP
cs'"
,3"In
Pib
+a4
"InY
def
(pao'A~)
3,94
03
.o,B
3 1
,15
87
2,
4785
.0
,21
"
<_
1_
')
4,29
-3
,67
4,44
6,
55
-1,3
5
Pr:>
/ti
0,00
01
0,00
08
<0,0
001
<0,0
001
0,18
69
$8nc
\Q
1n"l
oQar
itmon
atur
al
Y ,.
Impo
rtaçA
o de
caf
é ve
rde
braa
llelro
por
ftte
mer
eado
Pr ..
Pre
ço d
o ca
fé b
ntaI
IeIro
expo
rtado
po
r$$
le ll
'l8I'C
IIdo
Pib
.. l~ re
$l d
o P
IB
Yde
1 ..
Var
iáve
l Y de
faaa
da e
m 1
per
locI
Q
Pío
" P
reço
de
impo
rteçA
o de
ou
tru
~ p
or e
ste
mer
çad
o
Peo
o; P
reço
de
expo
rtaçI
Q d
e Q
Wh
beb
Idat
por
tl$
le m
ert:ll
Ido
Pjç
.. Preçoq.,importaçlOdechâporetle~
Pec
.. P
reço
de ~o d
e ch
á p
or e
ste
me«
:ado
Pis
'" Pr
eço
de im
porta
çaQ
de
suco
de
lara
nja
por
eGte
mer
CIiId
o
P"",Pr*de~deSUCOdelaranjaporeste~
Mo
.. MédiadQ$preçoadeimpoltaçêoeexportaçlQdeoutnl$~poreste~
Me
.. M
édIa
dQ
& pr
eços
de
Impo
rtaçI
Q til
exp
oi1l
IçIo
de
çh
á p
or e
ste
lT'Ie
I"Cad
o
PCIo
., P~ d
o ca
fé $
I.Ib
stitu
to d
o ca
fé b
rasi
leiro
nes
te m
erca
do
n8
""'0
$ig
nific
atiy
o (a
usin
cia
de a~o)
jc.,i
ncoo
eIua
Ivo
...
pre
sen
ça d
e au
toco
rrel
õtçi
o
0,17
1 0.
1>29
0,
9070
0,
8967
87
,76
0,00
02
2,05
.N
ÚM
! iç
0,
02
2,05
0,17
0 0,
02$
0,9
00
2
0,89
BO
",
00
<
0,00
01
2.00
IN
ÚM
I ic
0,
01
2,06
0,17
7 0,
031
0,91
11
0,90
12
92,2
2 <
0,0
001
2,05
'N
ÚM
! ic
..0
,05
1,81
0,16
0 0,
026
0,9
20
6
0,91
18
104,
37
<: 0
,000
1 2,
09
/IIN
ÚM
! iQ
..0
,21
2,52
0.16
6 0,
028
0,91
21
0,90
23
93,3
5 <
0,00
01
2,06
.N
ÚM
\ 11
;: -0
,09
2.2
6
0,16
9 0,
02$
0,9
06
5
o, ...
. 11
9,54
<:
0,0
001
2,05
7 .N
ÚM
! ie
0,
02
1,89
0,16
3 0,
026
0,9
39
5
0,93
26
139,
83
< 0.
0001
1,
765
#NÚ
MI
ic .0
,63
2,48
0'1
Tab
ela
35. R
esum
o da
s re
gres
sões
par
a o
Japã
o -
dado
s nã
o lo
gari
tim
izad
os
41_
Pr(
-l.9
6 i5i
h s
1.96
)" 0
,95
(ao)
Int
erce
p P
r (a
1)
Pcs
(a2
) P
io (
a2)
.. P
eo (
al)
M
o (a
l)
Pk:
(a
l)
Pec
(81
) M
e (8
2)
Plb
pc (
83)
08
6(a
:4L
Yc
MI~~
) ~ (Y
~ ('1
~ (Y
daI)
R
·squ
are
Ad!
.R-s
quar
e F
VilII
ue
Pr!>
F
d (O
Wj
h E
p E
r
~ 1
2 Y
pç"
ao""
a14
Pr ..
. ep
lo",
" a3
"Plb
pc'" f14'Y~
(par
tmet
rO)
-0,0
9153
-0
,000
3 0,
0111
0.
0051
0,
4004
0,
147
0,02
2 0,
9009
0,
8966
87
,67
<0,
0001
2,
11
-1,0
0 na
-0,
14
0,98
(eat
atls
tlca
l)
-1.Z
2 .1
,77
0,2
3,61
2
.n
Pr>l
t! 0
23
18
0
_
06
39
5
00
00
9
O_
Mo
del
o"
Ypc
" ao
'" al
'Pr"
," C
P$
Q'"
a3"
Plbp
c +a
4*Y
defp
ç (p
arim
elro
) -0
,120
63
-0,0
003
-0,0
416
0,00
62
0.41
65
(est
atls
tica
l)
-1,6
3 -1
,97
-1,3
3 3,
66
2,93
Pr:>
~I
01
11
2
0056
5 0
19
04
01
lOO
4 0
00
59
Mo
deI
ol.
Y
pc '"
ao
+ a
l"P
r ...
a2"M
o'"
a3"P
Ibpc
+ a
4"Y
defp
c <
_I
.0,0
9546
.0
,000
3 .0
,050
6 0,
0059
0,
4211
(8IiI
tati$
lca
t)
-1,3
$ .1
,e7
.0,9
7 3,
70
2.91
Pr>1
11
01
66
3
0070
1 O
_
00
00
7
0006
1
Mod
elo
15
Yp
c" ao
'" .1
"Pr +
Ili2"
PIC;
... a
3*PI
bpc
+ "
"Yd$
fpc
<_
I -0
,063
26
.0,0
003
0,00
71
O,,
,,,,
",
0,39
73
<_1_
'1
-1,1
7 .1
,82
0,46
3,
26
2,72
Pr>
ru
0_
0
07
67
O
....
0
00
23
0
00
99
M
odel
o ,.
Y
pç .
. ao
.. a
'"P
r ..
a2"P
ec; '
" q
plb
pc;
.. a
4*Y
defp
ç (p
artI
""""
l .0
,126
47
.o,1
lOO
4 -0
,007
2 0,
0065
0,
3022
(elQ
tlatlc
at)
-l,n
-2
,43
-1,8
4 4
,19
2,
82
Pr>
ttl
0_
0
02
02
0
07
40
0
00
02
0
00
76
Mod
elo
17
Ypc
.. 0
0 '"
a1·P
r""
IIT
Mç
+ a
3"P
lbpC
" a4
*Ydt
tpc
<_
I .0
.131
89
.o,1
lOO
4 .0
,01
52
0,
0068
0.
3994
(est
atla
tlca
t)
.1,8
2 -2
.36
-1,8
2 4,
13
2,87
Pr>
m
0071
51
00
2'
00
76
9
00
00
2
00
06
8
_2
1
Ypc
.. a
o +
al"
Pr
+ a
3-P
Ibpc
... a
4*Y
Oof
pç
<_
I -0
,066
40
0,00
0,
0051
0
._
(_1
_')
-1
,23
-1,7
9 3,
1fT
2,62
Pr,
. ~I
02
24
9
00
61
7
00
00
6
00
07
7
Mod
elo
22
Ypc
" ao
.. a
1"pr
.. a
2"P
et ..
a3"
PIbp
c" a
4"Y
defp
c (p
aft"
""")
-O
,070
9J
.0,0
0092
0,
0006
6 0,
0052
0.
3157
4'_
(1
96
2-2
00
2)
(-1
-9
·1,0
7 -2
,93
2,32
3,
96
2.24
Pr>l
g 0
29
34
00
05ll
0
02
59
0
00
03
00
313
Mod
$IQ
22.
1 Y
pc"
ao
.. a1
"pr
... a2
"Pc.
.. a
3"P
Ibpc
... a
4~de
tpc;
(p
ar6m
etfo
) .0
,053
69
.0,0
0096
0,
0006
7 0.
0050
0,
3224
33~(1!170·2002)
<--
Q
.0,4
4 -2
,41
1,93
2
64
1.
02
Pr >
111
0_
0
02
26
0
06
40
00
134
00
65
6
Mod
elo
22,2
Y
pc"
ao ...
at·
Pr
.. a2
"PC
$'"
a3"P
lbpc
"" a
A:"Y
d$fp
Ç (p
aftm
wo)
0,
0254
2 -0
,001
81
O,lX
)127
0,
0032
0
,_
Z3 o
ba
eM
ç6e
s (1
980.
2002
) (8
$tat
I$ti
eaI)
0,
09
·2,0
3 1,
19
1,41
2.
4
Pr>
~I
00
20
2
00
57
0
02
49
7
01
76
8
00
27
6
Mod
elo
22 O
Y
pc'
" $
O +
,1
"Pr
1" a
2"P
ç$ +
a3"
Plb
pc +
a4"
Vde
I'pt;
<_
I -0
,071
47
-0,0
007
0,00
05
0,00
46
-0,1
110
0,41
071
33
~ (
1970
·200
2)
<_
I_')
-1
.06
·1.9
6 1.
1fT
3,33
.1
,18
2,54
pr>
m
0,28
75
0,05
76
0,10
35
_Q~ _
____
02
47
8
__ --
---º'-
0157
send
o Y
pc =
lmpo
rtaçA
Q d
e ca
fé v
el'd
t bnl
$l1e
It'Q
$IT
l1:e
rmos
per
c;a
p/ts!
Pr'
" Pr
eço
do c
efé
btH
IIeirQ
exp
OOad
Q pI
Irl m
e ~
PIb
pc .
. Ind
k;:e
rea
l do
PI6
1ml1
amlo
& p
er c
apita
Y IH
fpc
.. V
art8
vel V
defa
sada
em
1 pj
II'lQ
dQ e
m le
mIo
8 pe
r cap
ita
Pio
= Pr
eço
de
impo
rtaçA
Q d
e o
Wa$
beb
Id.8
$ po
t me
mer
cado
Poo
'" P
rec;
odt8
lq:lO
rtaç
Aod
eQI..
ItnJs
bebi
da8p
otm
emer
çado
Pie
" P
reço
de
Impo
rtaçA
ode
çhá
po
t_m
erc
acIo
Pec
.. PreçodeexportaçêQde~poteaterntl'C8do
PIa=PreçodeImPQrtaç60deGl,lCX)delarw\japoteate~
Pea
.. P
reço
de
expo
rtaç4
Q ~ S
UOO
de la
ranj
a po
r este
mer
cado
Mo
.. M
édia
do
a pr
eçoa
.de
impo
rtaçã
o_e:
xpor
taçI
o de
out
m b
$bid
a& p
c( e
ste
mer
cado
M
e ..
Méd
ia d
os p
reço
s de
Impo
rtaçl
Q e
exp
orta
çAo
de e
M p
ot _
_ m
erca
do
Mil
.. M
ódla
do
a p
reço
$ d
e im
port
açao
e e
xpor
taç4
o da
au
cQ d
e la
nInj
a po
r t$
t, m
ef"C
8dQ
Pçs
.. P
reço
do
caf'
$lb$
tItU
tQ d
o ca
fé ~ lW
$te
mer
cado
08
6"
Var
iáve
l dV
mm
v P
IJ1I
:oan
o de
1!il6
t;1
Ree
'" R~ d
e ca
f.ve
rde
pore
ate
mer
cado
0$
'"
nao
slgn
lftca
l/vo
(aU
$ênc
la d
e al
./toç
orre
laça
o)
\c =
Ineo
oclI.
l8iv
o
" "p
re$8
OÇ
IIde8
l.rtO
CO
rrele
ção
0,14
2 0,
020
0,91
12
0,90
13
02,3
4 <
0,0
001
2,11
-0
,67
nfI
-0.
15
1.20
0,14
5 0.
021
0.90
92
0,69
91
90.0
6 <
0,00
01
2.11
.0
,69
nt
-0,1
4 1,
12
0,14
6 0,
021
0,90
73
0.89
71
88,1
4 <0
,000
1 2,
11
-1.0
2 os
-0.
15
0,94
0,13
9 0,
019
0,91
46
0,90
53
96,6
5 -:
0,00
01
2.14
.0
,96
n$
.0,
19
1,27
0,13
9 0,
019
0,9
14
7
0,90
52
96,4
6 <0
,000
1 2,
14
.0,9
7 ll8
..0
.18
1,33
0,1
43
0.
021
0,_
0,
6992
11
9,99
<0
,000
1 2.
11
.0,9
6 rn
l ..0
,14
0,99
0,14
1 0,
020
O,9
1QO
0,
9099
10
2,05
-:
0,00
01
2.00
.0
,64
m~
-0,<
46
',0
1
0,16
8 0,
026
0,66
26
0,8
42
9
43,9
4 <
0,00
01
2,10
-1
,07
na -
0,40
0,
91
0,19
5 0,
036
0,70
74
0,64
24
10,8
8 <
0,0
001
2,04
.0
,26
llS -
0,43
0,
52
0.16
2 0,
026
0,02
20
0.91
09
82,7
8 <
0.00
01
2.12
jN
ÚM
! jç
-0
,36
0.90
-..J
Tab
ela
36.
Res
umo
das
regr
essõ
es p
ara
o Ja
pão
-da
dos
loga
riti
miz
ados
41
_
Pr(-1
,96:
S: h
:lO 1
,96)
'" 0
,95
(ao)
inte
rcep
In
Pr (a
l)
II'lPC
S (a
2)
InP
Io (1
I2)
InP
eo{a
2)
InM
oJa2
} ln~ic (
a2) _
__ ~Pec:(!2~II'lf.4l::~ __
~(a3)
InY
defp
ç (&
4)
a (Y
Qef
) rl
jYd
el)
R
:!qu
are
Adj
.R-s
quar
e F
val
ue
Pr'
" F
d
(OW
) h
Ep
Er
Mod
elo
12
!nY
pç"
ao 1"
a'"
lnpr
+ 1
il2"1
nPIo
-t a
3*In
Pibp
C'"
a4"I
oYde
I'pc
(par
tmet
ro)
-9,5
233
0,01
96
0,00
5 1,
9848
2 0,
2095
8 O
,ln
0.
030
0,66
66
0,87
40
70,3
7 <0
,000
1 2,
11
'NÚ
M! ~ 0
,02
1.98
Mod
elo
13
InV
pç"
ao 1"
a,"
lnP
T'"
a2"ln
Peo
1" a3
*lnP
lbpC
'" a4
*lnY
defp
c
Mod
elo
14
InY
pc"
ao +
,'"I
nPr
... a2
"lnM
o'"
a3*In
Plb
pç .1
;I440
Yd$
fpC
Mod
elo
15
lnY
pc"
ao
. ,'"
InP
r. a
2"ln
PIc
.I(I3
*InP
lbpç
... a
4"1n
Yde
fpç
MOO
eIo 1
6 In
Yp<
:" a
o. a
'"ln
pr.
a2
'In
Pec
. a3
"InP
lbpc
. ",,·
InY
d$fp
C
Mod
eiQ
17
InV
PQ '"
ao
'" a,
"ln
Pf.
lT1
nM
c .1
I3"!
nPlb
pc. a4"InY~pc
Mod
eIo:
:1
lnY
pG"
ao
. ,'"
InP
r. 8
3"\n
Plb
pc. a
S"ln
Yde
fpc
Mod
elo 2
2 In
Ypc
" ao
'" a
'"In
Pr.
a24
nPc1
. a3"
InP
lbpe
. a4*
1nY
defp
ç
~'
In o:
loga
ritm
o ne
tura
l
Ypc
" Im
porte
ÇAo
de c
até
verd
e br
asIIo
Iro e
m te
\'mQ
I$ p
er ca
pit<
1!
Pr ..
Pre
ço d
o o
er. ~ro e
xpor
tadQ
par
a; ee
le m
erca
do
Plb
pc •
Ind
ica
real
do
PIS
em
term
o& p
er a
pit
a
Ydf
Jfpe
o: V
ariá
vel Y
def
aaad
a em
1 p
erlo
do e
m te
rmos
per
cap
ita
P!Q
o: Preçt:ldelmporbJÇâQde0utra8~porestemercado
P$O
..
Pre
ço d
e ex
porta
ç4o
de o
utre
8 be
bId8
6 po
r .u
t m
erca
do
Pi<;
.. Preçodelm~dechipoteetemerCildo
pec;"Preçode~decNIporiJ8tfl~
Pis
• P
reço
de
Irnpo
rWçê
o de
sue
o d
e la
ranj
a po
r e$t
$ m
erca
do
Pes
'" P
reço
dee
xpQ
rtaçt
odeS
UC
;O d
e la
rarIj
a p
ct_
mero
ad
Q
(8$
f$l3
tIca
t)
-3.5
0,
13
0.02
1.
22
Pr:>
Itl
0,00
12
0,89
73
0.96
2 O
,QO
();}_
0.
2311
(par
Am
etro
) .-9
,737
9 0,
0175
.. 0
.024
2.
0364
8 0,
2101
9
(est
at1$
l1e<
1t)
-3,0
5 0,
11
-0,1
3 3,
18
1,23
Pr
'" !tI
0,
0043
0,
9094
0,
8999
o,
()93
~ _-
----
º22:
49
(par
tmet
ro)
.10,
1016
O
.ooa
a -0
,119
2,
1773
9 0,
212$
3
(e$tat~ t)
-3
,51
0.06
-0
,59
3,87
1,
25
Pr"
'!tl
0,
0012
OJ~~44
0,56
22
0,00
04
0,21
6
(pél
Iim
etrO
) -9
,104
9 -O
,Q52
e 0,
311
1,87
308
0,12
168
(etta
tl&tlc
a I)
-3
,43
-0,3
4 1,
45
3,83
0,
69
Pr '"
'!tI
0,00
15
0,73
76
0,15
56
_Q,Q
005
_----
--º...
4947
(par
tmet
ro)
-11,
2090
(est
atl$
llca
l)
-4.2
4
-0,1
934
_1,1
4
.(l.2
28
-2,2
9
2 . ..
.."
4,84
0,15
204
0.94
Pr'"'
!tl
0,00
01
0,26
12
0,02
76
:<Q
,ºººJ
_-
------
º'-35
14
(par
tmet
ro)
.10,
4376
7 -0
,073
66
..0,2
28
2,37
484
0,22
128
(est
at:II
MIc
aI)
-3.7
9 -0
.44
.1,2
6 4,
12
1,33
Pr '"
' lU
0,00
06
0,65
98
0,21
6___
Q,~
__
Q.1
932
(P'ilr
lmei
ro)
-9,5
2530
0,
02
1,96
53
0,21
01
(eeb
ltls
tica
l)
-3,5
5 0,
13
4,06
1,
25
Pr:
.!tl
0,
0011
0,
1J97
0 O'-~
_----
----º.
.218
7
(paI
imet
ro)
.14,
1227
6 -0
,842
47
1,16
853
2,66
56
..0,1
915
<esta
IllIli
<o ')
-5
,94
-3,6
8 4,
45
6,24
-,
,17
Pr '"
' Itl
<0,0
001
0,00
08
<0,0
001
<O,()
O()_
' Q
,250
4
Mo
" M
édIa
doI
J,pr
eçoa
de \r
npol
ttÇ
6O"
expo
rt;I
çIO
deou
tTa$
blil
bkla
por _
" ~
Me
• M
édia
dQ
$ pr
eços
de
Impo
rt8çi
o e ~ d
e ch
á po
r __
mer
cado
Ms"
Méd
Ia d
oo p
reço
s d
e lm
porta
çAoe
expo
rtaç6
<lde
auc
ode
lara
nja
por _
m
et'C
8dQ
Pca
lO P
reço
do
café
lllJb
$tlll
,M d
Q c
afé
bra8
II$Ito
nest
emer
ettd
o
OS
'" n4
0 3I
gn1f
leat
ívo (aU$ên(;~
de a
utO
ÇOlT
eIaÇ
Ao)
K;IO
Íf'IÇ
()I'\Ç
!LII5
Ivo
·"prtllWlÇ8dea~
0,17
0 0.
029
0.86
67
0,87
41
70,4
0 <
0.0
001
2,11
#N
ÚM
! tl
$ 0,
02
2,04
0.17
0 0,
029
0,86
77
0,87
52
71,1
2 <0
,000
1 2,
11
IltN
ÚM
! n
a 0.
01
2,13
0,17
6 0,
031
0,89
29
0,86
10
75
<0,
0001
2,
10
"NU
M!
na -
0,05
1,
87
0,11:1
1 0,
02e
0.90
11
0,89
01
61,9
6 <
0,0
001
2,13
"N
ÚM
l M
..0
,19
2,67
Q,1
67
O,()
28
Q.6
914
0,67
93
73,6
6 <
0,0
001
2,12
'N
UM
! 11
$ -0
,07
2,37
0,16
8 0,
026
0,68
66
0,a
n4
96
,43
< 0
,000
1 2,
11
INU
Ml
11$
0,02
l,
W
0,16
4 0,
027
0,92
68
0,91
87
113,
93
< 0
,000
1 1,
79
INÚ
M!
11$
..0,6
4 2,
67 0
0
Tab
ela
37.
Res
umo
das
regr
essõ
es p
ara
o B
rasi
l
42~(19$'·2002)
(ao)
mfe
feep
P
I{ai
) _~lPr
_ In
P!b
pc{a
2)
D1P
op
PIb
(a3)
D
1Plb
P
lbpc
{a2)
D
1P1b
pc
Cpc
deI'(
1I3}
D
1Cpc
def
01C
de1
D2
po
p
CY.2P
1b
02j:>
I!;Ip
c_ D~
P?Ç
pcdI
if
MQ
!l$I
Ql
Cpc"~+"'"P1+a2"P1OpG+IJ3"C~
MQ
(le1D
2 InCpc~ a
o +
al"
1n
Pr
+ a
2"l
nP
lbP
C+
;'l3
"!n
Cp
c4$
f(1
00
1 ·
20
02
)
"'- InCpc~ao+1:I1'nPf+I!.2"lf1Pibpl:;+s3"\flCpcd11f(1970·~2}
lO"""
""""
Mod
elo
4 IOCpç=",+a,"inPf+IJ2:"1nPU)pc:+s3~{19ao.2002)
""""""
"" ~5
C~ao"ll"OlPT+a2"D1Pop+s3"01Plt)+iI'4"D1Çdef+
02
" e
5"02
P1
.. \I
6"02
Pop
.. 1
17"Q
2P1b
" e8
"02C
de1"
(par
tmet
rol
',1
7
O,Q
()
<,0
0
(eat
et!$
tIClll
I)
""
·2,3
~ .1
,23
PP
l!!
Oº~42
"'"
(p&
J1m
e1ro
) 0.
700
-0,0
7 -0
,07
(w,tllll$l~!)
3.14
-3
,04
Pf:>L...-.~
__ --
----º.
.OO4
3 0,
1$16
(par
1lm
otro
) o,
m
(ll$I
aU$l
lCIIt
) 07~
<,0
0
-2,1
0
0,0
8
0,61;1
Pf
> 1
L-
.9~~
0,04
41
0,50
(15
(p!l
ram
etro
) 0,
046
(~r~ll
<,0
9
-2,7
3
0,,
.
1,01
Pr>
lII
OJiI
.:}I;I
,' 0,
0133
O,3~7
(par
tme\
ro)
-969
4134
(ee
tetla
t\c8
t)
-O,S
4
3374
.5&
0.63
0,_
0,00
-0,0
19
-1,1
2
0,16
57
0,2
2100
4502
1,66
-409
5,3
-3,0
3
-0.0
717
.1,8
5
0,00
02
1,69
-0,0
305
<1
2
.17e
ao7Q
3
-1,1
\1
D3
P'
<102
.14(
13
0,09
OO
+a9
"Q3
Pr.
'10
"03
Po
p+
!11
"D3
Plb
...
12"0
3Cd!
f P
r>!t
I 0
40
04
O~31t!
_--------º"~3___
O,2Z:~
O,~_
O,o
m
O,~3_
-o,O
!~.I
._
Oc1
Q26
0,
00;2
:7
0.24
33
0.93
19
~6
Inc~aQ
·t\l
1"01
lnPf
.. II2"011o~+a3"011nP
1b .
. e
4-o
1In
Cd
eH
' (~f1\Ij\J'Q)
-30
.15
0
0,0:
)4
3,63
66
-1,0
7 0,
0:)4
7 63
,561
),7
.{I,
1~11
1,
'0'$
7 0.
0632
'5
0,7
65
4
02
..
a{>
"Wln
Pr'
" e6
"02I
nPop
.. a
7"0
2ln
PIQ
.. .
e'1
nln
Cd
el''
' (flf5IatI~l)
.Q,8
~ 0
,''
1,01
.m_:,:~r"'~lOW.I}Pop"",U"~II1P1b""2"03k\O;1e1"
Pr~!tl
o~a.___
_..9.6~
O,32
1~
Cp
c ~
$O
+ /l
I1"0
1P
t ~
a3"0
1P1b
p;:
.. a4
'01C
pe<;
$j!f+
0:l+~'02Pr .
. ,7'02PIbpe+.I6"D2~+
(par
tm&
ltrO
) 2,
21
(~8I
1!!1
lc!!
t)
2,41
0.00
O,"
.1,1
!!i
.Q,3
0 0
,61
23
0,0
<
1,8~
1,7
85
0
0,1
3
4,0
7
-3,8
3
,66
<,0
000
0,3
<
-0,2
136
-1,0
6
0.32
61
'"
'1,1
e
0,24
70
.1,!!
ia12
.{I,
82
" -0,0
003
<,
Q3+a9"03Pr+811"03PIbpc+1I12~__
_ __
_ ",.,pr.~.,KL,._
0"0
'94
0
,38
18
0,
1298
<
0,0
00
1
0.4
73
6
0.4
24
0
0,2~7
0.1
96
4
0,4
20
3
O.9
,:KJ2
loC
pç=
IIO
+l\
Il"0
1If
>f'
r+llI
3"0
1ln
P!b
pç+
a.<
I"0
1ln
Cp
a::
i8f+
D2+~"02!nPr ..
. ,7
"02
11
1P
!bp
c+iI8
"D2
lnC
po
;de
f ..
(par
&m
etm
) 0
,48
2
(~;,
tjll
\lÇa
t)
0,8
7
0,00
0,51
-O,~2
<"
0,7
91
8
3,01
-CJ,5
IS77
-CJ,4
3
-CJ,
02().
4
<,3
ô
0,16
24
0,41
0,8(
112
2.92
-CJ,
0908
<'"
-CJ,
011e
,
.{I.
1?
DJ+a9"03IJ1.Pr+ll1"03II1PI~~. _
__
_ .,",.,_F'f_~llL._
.o}2
11
O
,6
12
QO
•. }6
_00:
Oo
re2
O~
OJ'2
_'t
L-
O.5
8..1
Z....
...
.Q.Q
065
_---
---º
.93!
!iO
_oM
§.2
I,IQ
c;\o)
IQ\!
Cp<
;"'a
c+1I
1"P
r"II
2"1I
1P1b
pl+
a3"'
Cpc
x11.
!1'(1
9(11
·20Q
2)
,,-.
.
~10
Cp
c"a
c+
a1
"Pf+
a2
"In
P'b
pç+
C"C
pcd
e({
19
70
-20
02
)
""""""
"" M
0(h!
l011
C
PC
"iIQ
+"I
"Pf+
lI2
"1I1
P1
bp
Q+
II3
"CP
CQ
e1
(1S
80
-2Q
02
)
""""""
"" se
ndo
C=O;:in$IJmobral;i~fQd4!C$I.~
Pr"Pr~~pomproOvtQrpaull$t.eP$laIllllC<ld4!60kljben$f
Po
p ~ P
opul
&ç8
ol;lr
llade
ll'il
P'b
'" P
ia I
)l'$l
llIe\
r'O
C<lef=Viln$\IOlICd<!ho~l!m1~QdP
~"\llIr\to'e!Cort$Pefeapcta~em1perlodo
Plbpc=PI6por<;:llplta~
h'I~IoQiIfI\lmQ~,f\Q
n$~!14Q~!\'Q
(par
$meI
ro)
1.6
16
-0
,001
3 <,
JO
0,62
9,
(eot
atIB
tlca
t)
2,35
-2
,:)4
11
,5I!
Pr~l
!L..
..
0,~1
0,0
24
5
O,1~
<0.
0001
(p$r
tme!
rtl)
-0
,671
-C
J,00
Q91
(0I/o
t81!
.roc.
t) .{
I,6
0
-1.5
0
0.<10
',3&
0.69
5-4
10
,9
Pr>l!L..o~::.~
0,1
44
1
0,1
83
2
~0,OOO1
(par
'1Jm
etro
) -2
,276
-0
,001
&
(eet
aI!$
IIC
1lI)
_1
,53
-3.1
2
"" 0
,_
12
.94
Pr"
.l!L
....
__
.Q.H
16
.9.0
056.
0,
0139
<
0,00
01
EfM
tk:ld
M4o
preo
;»
~1,2,h.
Mild
tilO
o:C
(s)
Mo)
dI;t
dflP
r(b)
~.
~:S,4,7.,
Mild
llIo
do;IC
pc;
(c)
Mi\
dlll
de
Pt(
b)
~r.""
~1,:"
••
Méd
lll d
e C
{li}
"'6
d~d4!
Pla
(d)
~:S,4,1.e:
M$d
ll;l d
e C
pc
(c)
1,16
Q!/
1aeP
I6pc
(e)
E!3
a4
59
0
1<10
,29
O,O
OO
O1m
140,
29
;\3
,"
63&
4590
86
19
24
&1
9
10
2,"
'"
u.
- -a
Tab
ela
37.
Res
umo
das
regr
essõ
es p
ara
o B
rasi
l
Pr(
-1,9
!j S
IIS
1,9
6):
0,9
5
03
Po
p
D3P
obp:
; 03
Cdó
lf 03
C:ec
d6t
Cec
de!(
1I4)
('/
lCde
!1
~(Cdotfl
0'1
(OIC
$rf1
0'
12(O
ICdc
111
a2(()
2Cdo
If1
0'22
(020
;MfJ
o3
(00C
<I0f
) o3
2(03
Cdo
fI
R-c
qt:a
fll
MlR
ma
re
Fw
lle
Pf
~F
dIO
",}
Ep
Er
Ep
l E
p2
Ep3
E
r1
Ea
E
f3
o.""
~-
2,92
.1
.26
00
07
1
0U
Q'
6,83
<47
.1,~
3.' -2
.55
0.00
45
0.01
67
08
4\1
9
11,7
1
0.64
27
12
,6
0,88
23
"2
2
0,86
91
10,9
1
0,16
26
0.57
0573
6
-0.0
566
-0,1
7
__
.9..W
.1
-0,0
33
2
-0,1
3
.(l,
H
,,6
<0
09
52
8
7.<&
<OQ
1
0,9
1 77
80
7
<OQQ
Q1
Ela
sIk:
kMdt
lW
Ço(
1N1-
2002
) _. M
éd.a
OO
Cpe
(c)
1.16
dIl/o
(!o;lP
f(b)
.bX:
et.1Ifk:~pteço(11f'TO-%002)
Méd
lade
Cpe
iCl
Méd
ia d
e F'r
ib)
lIUutk:~pr"'f<l(1t1O-2OO2)
_. M~dI&OeCpc(c)
M~dJaooP({b)
4,22
141.
66
J.'"
1lil
i.e5
130,
27
0073
0,00
7
0,07
9
O.OS
O
0.07
2
O,0
6e
0,0
05
0,0(
14
0.00
6
0.00
6
0.00
5
0,00
7
o,oo
s
0,83
4 0,
595
0,24
7 0.
061
0,28
5
0,86
7 0,
787
O,2~
0,05
9 0.
323
0,1
70
0,
2411
0.
12$
0,2a
3 O
M!!
0,
297
o.""
0,
114
0.91
:;19
0._
13
2,68
<
0.0
00
11
,6:)
:2
1.3~
-0,0
5 -0
,06
0,91
76
0,9
'"
14
10
2
<0
,00
01
1,8
$9
1
,19
-0
.07
-0.0
7
0,86
90
0,8
55
4
64
,10
<O,OOO11,6~
-0,0
0 0,
06
0,91
35
0.80
09
&6,
92
<0
,00
01
1,2
98
1
,82
.0
,09
D,U
0.O
a2
0,98
03
0,9
70
0
95,8
3 <
0.00
011.
782
MN
ÚM
I li<
#
NV
MI
IC
#NU
MI
0.06
-0
,07
0,01
_
1,9
10
,54
-0
.37
._------_._-_.-_._----,-----,-~--
0.10
5 0,
9147
0,
9615
74
,19
<0.
0001
1.96
7 #N
UM
I 11
; M
NU
MI
IC;
#NÜ
I,4I
0.03
-0
,19
0,10
.1
,07
1,1
1
.1,5
0
0,01
6 0.9~3
0,93
75
".00
<0,
0001
1:47
3 It
NÚ
MI
IC;
#NÚ
MI
oç:
3,04
0
'0
-0,0
2 -0
,01
-0.$
4 -0
,33
~'"
0,01
3 o.
""
0,91
36
"'.'"
<0
,00
01
1,7
8'
IINÚ
MI
IC;
001.
11
IQ
',05
0.05
~,'"
-0,0
1 -0
,25
0,16
-0
,09
0,91
55
0._
13
7.1e
<
00
00
11
,64
1
1,31
-0
,04
-0.0
9
0,80
07
0._
59
,74
<0
,00
01
2.0
03
-0
,01
-O,0
<10
.1I!
0.94
26
0,93
3$
103,
93
<0
,00
01
1,4
36
,..,
-0
,06
03
9
N o
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS
ABAELU, J.N.; MANDERSCHEID, L.V. U.S. import demand for green coffee by variety.
American Journal of Agricultural Economics, v.50, n.2, p.232-242, May 1968.
ALMEIDA, C.O. Política cambial e receita de exportações de café no Brasil- 1970 a 1989.
Fortaleza, 1993. 66p. Dissertação (M.S) - Universidade Federal do Ceará.
ALVIM, F.H.B.; BACHA, c.J.C.; ALVES, c.c. Estimativa de uma equação de demanda de
exportações brasileiras de café: período de 1980 a 2001. Revista de Economia e
Agronegócio, v.1, n.4, p.441-459, out./dez. 2003.
ASSOCIAÇÃO BRASILEIRA DA INDÚSTRIA DE CAFÉ. Estatísticas.
http://www.abic.com.br/estatisticas.html (09 mar. 2003)
BARBOSA, F. Microeconomia: teoria, modelos econométricos e aplicações à teoria
brasileira. Rio de Janeiro: IPEAlINPES, 1985. 534p.
BRASIL. Ministério do Desenvolvimento, Indústria e Comércio Exterior. Sistema Alice.
http://aliceweb.desenvolvimento.gov.br/(15 jul. 2003)
CARV ALHO, M.R. Análise estrutural da demanda interna de café. Viçosa, 1974. 135p.
Dissertação (M.S) - Universidade Federal de Viçosa.
122
COFFEE BUSINESS. Boletim diário. http://www.coffeebusiness.com.br (16 abro 2003)
COSTA, S.L. da; SILVA, O.M. da. Café: condicionantes e elasticidades da demanda de
consumo interno (compact disc). In: CONGRESSO BRASILEIRO DE ECONOMIA E
SOCIOLOGIA RURAL, 41., Juiz de Fora, 2003. Anais. Brasília: SOBER, 2003.
DALY, R.F. Coffee consumption and prices in the United States. Agricultural Economics
Research, v.lO, n.3, p.61-71, July 1958.
DELFIM NETTO, A. Observações sobre o conceito de elasticidade. Revista dos
Mercados, v.6, n.55 , p.7-11, mar. 1955.
DELFIM NETTO, A. O problema da elasticidade da procura. In: INSTITUTO
BRASILEIRO DO CAFÉ. Curso de economia cafeeira. Rio de Janeiro, 1962. p.672-
714.
DELFIM NETTO, A.; PINTO, C.A.A. O café do Brasil: vinte anos de substituição no
mercado internacional. São Paulo, 1965. 724p. (Estudos ANPES, 3)
FAO. Statistical databases. http://www.fao.org/waicentlportal/statistics_en.asp (25 Aug.
2003)
FINAGEIV, V. Análise econométrica da demanda de exportação do café brasileiro. Viçosa,
1976. 24p. Dissertação (M.S) - Universidade Federal de Viçosa.
GUJARATI, D.N. Econometria básica. São Paulo: Makron Books, 2000. 846p.
HOPP, H.; FOOTE, R.J. A statistical analysis of factors that affect prices of coffee. Journal
ofFarm Economics, v.37, n.3, p.429-438, Aug. 1955.
123
INSTITUTO BRASILEIRO DO CAFÉ (IBC). Rio de Janeiro, 1964-1989.
INSTITUTO DE PESQUISAS ECONÔMICAS APLICADAS. Estatísticas.
http://www.ipeadata.gov.br/(20 ago. 2003)
KINGSTON, J. A lei estatística da demanda do café. Rio de Janeiro: Ministério da
Agricultura, 1939. 16p.
MARQUES, S.A. O consumo de café no Brasil, 1960-1981. São Paulo, 1984. 129p.
Dissertação (M.s) - Faculdade de Economia e Administração - Universidade de São
Paulo.
MESQUITA, J.M.C. de. Mercado de café: variáveis que influenciam o preço pago ao
produtor. Ciência e Agrotecnologia, v.24, n.2, p.379-386, 2000.
PANIAGO, E. Café: produção, ciclo e procura. Experientiae, v.3, n.l, p.I-4,jan. 1963.
SAES, M.S.M.; F ARINA, E.M.M. O agribusiness do café no Brasil. São Paulo:
PENSAlEditora Milkbizz, 1999. 218p.
SILVA, E.K. da.; MAIA, S.A. As exportações brasileiras de café (1961-2001): uma análise
usando vetores auto-regressivos (V AR) (compact disc). In: CONGRESSO
BRASILEIRO DE ECONOMIA E SOCIOLOGIA, 41., Juiz de Fora, 2003. Anais.
Brasília: SOBER, 2003.
TAMAKI, T.; LARSON, D.W. Demanda de café em sete países selecionados. Revista de
Economia e Sociologia Rural, v.20, n.3, p.465-477, jul./set. 1982.
UNITED STATES. Department of Agriculture. Tropical products: world markets and
trade. http://www.fas.usda.gov/htp/tropical/2004/09-04/septtoc.htm (28 Oct. 2003)
124
VIACAVA, C. Demanda de café brasileiro pelos EUA. Ensaios sobre café e
desenvolvimento econômico. Rio de Janeiro: Instituto Brasileiro do Café, 1973. 578p.
VIANA, llS.; SILVA, O.M. da; LIMA, lE. de; CARVALHO, F.M.A. de. Diferenciação
por origem na demanda internacional de cafés (comp act disc). In: CONGRESSO
BRASILEIRO DE ECONOMIA E SOCIOLOGIA, 41., Juiz de Fora, 2003. Anais.
Brasília: SOBER, 2003.