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ANÁLISE DAS DEMANDAS NACIONAL E INTERNACIONAL POR … · Leite da Silva Dias e Maria Sylvia...
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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
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
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31
35
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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.
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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.
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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
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(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.
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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.
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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
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500,00
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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
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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 .------------------.----------------------------~
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~ 5
~ 4
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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------------ ----------------------------~----'-----~---------------------------------------- ------,
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~ 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
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~ 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.
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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.
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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
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