A Demanda de Gasolina Automotiva

FACULDADE DE ECONOMIA E FINANAS IBMECPROGRAMA DE PS-GRADUAO E PESQUISA EM

ADMINISTRAO E ECONOMIA

DISSERTAO DE MESTRADO PROFISSIONALIZANTE EM ECONOMIA

A DEMANDA DE GASOLINA AUTOMOTIVA NO BRASIL: O IMPACTO NAS ELASTICIDADES DE CURTO E LONGO PRAZO DA EXPANSO DO GNV E DOS CARROS FLEX

LICIANE SCHNEMANN

ORIENTADOR: PROF. DR. ANTONIO CARLOS FIORNCIO SOARES DA CUNHA

Rio de Janeiro, 09 de janeiro de 2007.


LICIANE SCHNEMANN

Dissertao apresentada ao curso de Mestrado Profissionalizante em Economia como requisito parcial para obteno do Grau de Mestre em Economia. rea de Concentrao: Economia Empresarial

ORIENTADOR: PROF. DR. ANTONIO CARLOS FIORNCIO SOARES DA CUNHA



LICIANE SCHNEMANN Dissertao apresentada ao curso de Mestrado Profissionalizante em Economia como requisito parcial para obteno do Grau de Mestre em Economia. rea de Concentrao: Economia Empresarial

Avaliao:

BANCA EXAMINADORA:

_____________________________________________________ PROF. DR. ANTONIO CARLOS FIORNCIO SOARES DA CUNHA Instituio: IBMEC/RJ

_____________________________________________________ PROF. DR. OSMANI TEIXEIRA DE CARVALHO GUILLEN Instituio: IBMEC/RJ

_____________________________________________________ PROF. DR. ANTONIO CARLOS MAGALHES DA SILVA Instituio: BACEN


665.53827 S493

Schnemann, Liciane. A demanda de gasolina automotiva no Brasil: o impacto nas elasticidades de curto e longo prazo da expanso do GNV e dos carros flex / Liciane Schnemann . - Rio de Janeiro: Faculdades Ibmec. 2007. Dissertao de Mestrado Profissionalizante apresentada ao Programa de Ps-Graduao em Economia das Faculdades Ibmec, como requisito parcial necessrio para a obteno do ttulo de Mestre em Economia. rea de concentrao: Economia Empresarial. 1. Demanda de gasolina.

DEDICATRIA

Aos meus pais: pela vida, amor e educao.

v

AGRADECIMENTOS

Agradeo a todo corpo docente do Mestrado Profissionalizante em Finanas e Economia Empresarial do IBMEC pela ateno e excelentes conhecimentos transmitidos e aos funcionrios pela presteza, carinho e profissionalismo.

Em especial, agradeo ao professor Antnio Carlos Fiorncio, meu orientador, pelos conselhose informaes enriquecedoras e pelo apoio fundamental para realizar este trabalho. Agradeo ao

Prof. Osmani Guilln pelos comentrios e sugestes sempre pertinentes.

Agradeo tambm a todos os colegas e funcionrios da Petrobras que contriburam para a confeco deste trabalho. Em especial, ao consultor Eduardo Luiz Correia pelas informaes e orientaes fornecidas que foram muito importantes para o desenvolvimento desta dissertao. E a colega de mestrado e Petrobras, Bethnia Soares de Azevedo, pelo apoio e sugestes.

Agradeo tambm a todos os meus amigos, pela pacincia e principalmente pela amizade e carinho, que foram fundamentais no somente durante a elaborao desta dissertao, mas em todas as fases de minha vida.

vi

RESUMO O objetivo desta dissertao analisar o impacto na demanda de gasolina automotiva no Brasil gerado pela introduo dos veculos flex-fluel a partir de 2003 e da expanso do consumo do GNV no passado recente. Com dados anuais e mensais estimaram-se as elasticidades-renda, preo e cruzada de curto e longo prazo do consumo de gasolina per capita no Brasil, utilizando o mtodo de cointegrao. Com o intuito de obter resultados mais precisos para as elasticidades e investigar outras possveis variveis explicativas do consumo de gasolina foram introduzidas as variveis consumo defasado, frota per capita, idade mdia e eficincia mdia da frota dos veculos a gasolina. Entre elas a varivel idade mdia da frota foi a que apresentou melhores resultados. Ela foi significativa e apresentou o sinal esperado em todas as equaes de curto e longo prazo, indicando aproximadamente o mesmo coeficiente. As variveis eficincia mdia e frota per capita foram excludas dos modelos dado as suas relaes com as variveis idade mdia da frota e PIB per capita, respectivamente. O consumo defasado de gasolina foi includo no Modelo de Correo de Erros das regresses mensais e sua incluso melhorou a capacidade preditiva dos modelos (representada pelo R2 ajustado) relativamente aos resultados mensais de longo prazo. O preo do lcool hidratado no se mostrou significativo para explicar a demanda de gasolina, dada a influncia do preo da gasolina no preo do lcool devido regulamentao vigente no Brasil at final de 2001. Os resultados obtidos nesta dissertao indicam que a gasolina C um bem inelstico em relao ao preo e renda no curto prazo. No longo prazo, a gasolina C se torna um bem um vii

pouco mais elstico renda, mas a inelasticidade em relao ao preo se mantm. Esta dissertao indicou que realmente h uma mudana estrutural no mercado de combustveis do ciclo Otto ocasionada pelas vendas de veculos flex. No entanto, este impacto s relevante se considerarmos o perodo recente, uma vez que a varivel Dummy includa para representar o perodo de venda dos veculos flex s foi significativa nas regresses de longo prazo com dados mensais. Esta dissertao no pode obter concluses sobre a influncia da expanso do GNV no mercado de gasolina devido limitao de dados, uma vez que as poucas observaes de dados de consumo de GNV comprometeram a validade estatstica dos resultados e o preo do GNV se mostrou uma varivel irrelevante para influenciar a deciso dos consumidores, que influenciada por fatores estruturais do mercado.

Palavras Chave: Demanda por gasolina, Elasticidade-preo, Elasticidade-renda, Consumo de GNV,Veculos flex-fuel, Anlise de Cointegrao

viii

ABSTRACT This research aims to analyze the impact on gasoline demand in Brazil generated by introduction of flex-fluel vehicles since 2003 and the expansion of VNG consumption in the last years. With annual and monthly data, the short and long terms elasticities for gasoline consumption in Brazil were estimated using cointegration techniques. The past gasoline consumption, per capita vehicles fleet, average age and average efficiency of gasoline vehicles fleet were introduced on models in order to get more accurate results for the elasticities and to investigate others possible variables can explain the gasoline consumption.The fleet average age showed the best results among them. It was significant and presented the expected signal and almost the same coefficient in all long and short terms equations. The variables average efficiency and per capita fleet had been excluded from the models since they are related to the average fleet age and per capita GDP, respectively. The past gasoline consumption was introduced in the Error Correction Models of monthly equations improving the predict ability (represented for the adjusted R2), which became better in the short run term. The hydrated alcohol price was not significant to explain the gasoline demand, since the gasoline price influences alcohol price due to effective regulation in Brazil until 2001. The results obtained in this study indicate that the demand for gasoline in Brazil is inelastic in relation of both, price variation and changes in consumer income in the short-run. In the long term, the income and price elasticity is still inelastic, but income elasticity becomes higher. This study indicates an effective structural change in the Otto cycle fuel ix

market caused by vehicles flex sales. Meanwhile, this impact is significant if the recent period is considered, since the Dummy variable included to represent the period of flex vehicles sales was significant only in the long term monthly equations. This study reaches no conclusions about the influence of VNG expansion in the gasoline market due to limited data. Since there were few observations of VNG consumption were not possible to obtain valid statistical results and the VNG price was irrelevant to influence consumers decisions, which is influenced by structural market factors.

Key Words: Demand for gasoline, Price elasticity, Income elasticity, VNG consuption, Flexfuel Vehicles, Cointegration techniques.

x

LISTA DE GRFICOS Grfico 1 - Consumo Anual de Combustveis Brasil............................................................ 6 Grfico 2 - Evoluo do Consumo Anual Per Capita de Gasolina (m3/pessoa) e da Frota a Gasolina Per Capita (veculos/pessoa) ............................................................................ 7 Grfico 3 - Frota Anual de Veculos a Gasolina - Brasil ......................................................... 8 Grfico 4 - Frota Anual Veculos Flex Brasil .................................................................... 10 Grfico 5 - Idade Mdia da Frota a Gasolina - Brasil............................................................ 12 Grfico 6 - Idade Mdia da Frota a Gasolina (anos) e Consumo Anual Per Capita de Gasolina (m3/pessoa) - Brasil ..................................................................................................... 12 Grfico 7 - Eficincia Mdia de Vendas de Veculos a Gasolina - Brasil .............................. 14

xi

LISTA DE TABELAS

Tabela 1 - Correlao do Consumo Anual Per Capita de Gasolina e da Frota a Gasolina Per Capita no Perodo 1970 a 2005....................................................................................... 7 Tabela 2 - Correlao do Consumo Anual Per Capita de Gasolina e da Idade Mdia de Veculos a Gasolina no Perodo 1970 a 2005................................................................ 13 Tabela 3 - Estatsticas Descritivas dos Dados Anuais ........................................................... 31 Tabela 4 - Teste de Estacionariedade ADF com Intercepto e Tendncia para Variveis Anuais (P-valor*)..................................................................................................................... 32 Tabela 5 - Estatsticas Descritivas dos Dados Mensais ......................................................... 34 Tabela 6 - Teste de Estacionariedade ADF com Intercepto e Tendncia para Variveis Mensais (P-valor*) ....................................................................................................... 35 Tabela 7 - Resultados das Regresses de Cointegrao com Dados Anuais .......................... 41 Tabela 8 - Teste de Causalidade de Granger - Sries Anuais ................................................ 44 Tabela 9 - Correlao do PIB Per Capita e da Frota a Gasolina Per Capita no Perodo 1970 a 2005............................................................................................................................. 45 Tabela 10 - Resultados das Regresses de Cointegrao com Dados Anuais sem o Preo do lcool, Eficincia, Frota e Dflex .................................................................................. 46 Tabela 11 - Resultados dos Modelos de Correo de Erros com Dados Anuais sem o Preo do lcool, Eficincia, Frota e Dflex .................................................................................. 48 Tabela 12 - Resultados das Regresses de Cointegrao com Dados Mensais ...................... 58 Tabela 13 - Teste de Causalidade de Granger - Sries Mensais............................................. 59 Tabela 14 - Resultados das Regresses de Cointegrao com Dados Mensais sem o Preo do lcool .......................................................................................................................... 60 Tabela 15 - Resultados dos Modelos de Correo de Erros com Dados Mensais sem o Preo do lcool ..................................................................................................................... 63

xii

Tabela 16 - Resultados das Regresses de Cointegrao com Dados Anuais sem o Preo do lcool e Eficincia....................................................................................................... 79

xiii

LISTA DE ABREVIATURAS

ABEIVA - Associao Brasileira de Empresas Importadoras de Veculos Automotivos ADF Augmented Dickey-Fuller ANFAVEA Associao Nacional dos Fabricantes de Veculos Automotores ANP Agncia Nacional do Petrleo, Gs Natural e Biocombustveis BACEN Banco Central do Brasil BCEA - Box Cox Extend autoregressive EUA Estados Unidos da Amrica FIPE Fundao Instituto de Pesquisas Econmicas GNV - Gs Natural Veicular IBGE Instituto Brasileiro de Geografia e Estatstica IPVA Imposto sobre a Propriedade de Veculos Automotores LM Lagrange Multiplier MCE - Modelo de Correo de Erros MME Ministrio de Minas e Energia MQO Mnimos Quadrados Ordinrios PIB Produto Interno Bruto PLANGAS Plano Nacional de Gs Natural

xiv

SUMRIO

1

INTRODUO.....................................................................................................1

2 DEMANDA DE GASOLINA AUTOMOTIVA NO BRASIL - FATOS RECENTES E VARIVEIS EXPLICATIVAS...................................................................................42.1 2.2 A Expanso do Consumo de GVN e da Frota Flex .............................................................................. 4 Frota, Idade Mdia, Eficincia e Consumo Defasado de Veculos a Gasolina ................................. 10

33.1 3.2

RESENHA BIBLIOGRFICA ............................................................................16Estudos Internacionais.......................................................................................................................... 16 Estudos Nacionais ................................................................................................................................. 20

44.1 4.2 4.3 4.4

METODOLOGIA ................................................................................................25Cointegrao.......................................................................................................................................... 25 Variveis Explicativas e Dados ............................................................................................................ 26 Descrio dos Dados Anuais e Testes ADF ......................................................................................... 27 Descrio dos Dados Mensais e Testes ADF ....................................................................................... 33

55.1 5.2

ANLISE DAS ELASTICIDADES COM BASE EM DADOS ANUAIS ..............37Modelos Economtricos ........................................................................................................................ 37 Resultados .............................................................................................................................................. 41

66.1 6.2

ANLISE DAS ELASTICIDADES COM BASE EM DADOS MENSAIS ...........52Modelos Economtricos ........................................................................................................................ 52 Resultados .............................................................................................................................................. 57

xv

7

CONCLUSO ....................................................................................................66

REFERNCIAS BIBLIOGRFICAS .........................................................................73 APNDICE A ............................................................................................................77 APNDICE B ............................................................................................................79 APNDICE C ............................................................................................................82 APNDICE D ............................................................................................................88 APNDICE E ............................................................................................................89 APNDICE F.............................................................................................................90

xvi

1

INTRODUO

A poluio ambiental e a dependncia do petrleo so questes relacionadas ao mercado de energia que despertam a preocupao da sociedade recentemente. Nesse contexto, foram pesquisadas e implementadas diversas solues energticas que pudessem substituir o consumo de petrleo e que fossem menos poluentes. Essas mudanas modificaram os mercados energticos dos diversos pases e consequentemente os parmetros de previso de demanda.

No Brasil, as reaes aos choques do petrleo de 1973 e 1979 foram o incremento da produo nacional e o incentivo ao uso de um substituto menos poluente e de produo nacional: o lcool. Tambm em meados da dcada de 80, a fim de minimizar o impacto dos preos do petrleo no mercado internacional sobre a economia brasileira, criou-se o PLANGAS Plano Nacional de Gs Natural, que direcionava o uso do gs natural (menos poluente comparativamente aos derivados do petrleo) como substituto do leo diesel utilizado no transporte de cargas e passageiros, principalmente nos grandes centros urbanos. Somente a partir de 2000, seu consumo passou a crescer substancialmente e seu uso passou a difundir-se em veculos que antes utilizavam gasolina (AGNCIA NACIONAL DO PETRLEO, GS NATURAL E BIOCOMBUSTVEIS, 2003). Em 2003, a introduo dos veculos flex-fluel veio alterar estruturalmente o mercado de gasolina automotiva no Brasil,

1

uma vez que estes veculos possibilitam a utilizao simultnea de gasolina e lcool hidratado como combustvel em veculos automotores.

Esta dissertao pretende analisar como essas mudanas impactaram o mercado de demanda de gasolina automotiva no Brasil. Para tanto, vou analisar as elasticidades-renda, preo e cruzada de curto e longo prazo do consumo de gasolina brasileiro tanto com dados em bases anuais quanto em bases mensais, atravs do mtodo economtrico de cointegrao.

H vrios trabalhos internacionais e alguns brasileiros nessa linha que sero apresentados na Resenha Bibliogrfica. Esta dissertao, porm, contribui em alguns pontos em relao a estudos j realizados no Brasil: Preenche a lacuna1 de estudos brasileiros sobre as elasticidades de demanda de gasolina na presena do Gs Natural Veicular (GNV), que um combustvel alternativo gasolina, cujo consumo vem crescendo rapidamente nos ltimos anos. Introduo de variveis que impactam o mercado de gasolina automotiva: Frota per capita, Idade Mdia e Eficincia Mdia da frota e consumo defasado dos veculos a gasolina, cuja relevncia ser descrita ao longo desta dissertao e nunca foram utilizadas em estudos no Brasil. Utilizao de metodologia especfica para o clculo da base de dados das variveis Frota per capita, Idade e Eficincia Mdia dos veculos a gasolina. Estudar o impacto da introduo dos veculos flex na demanda de gasolina em conjunto com as variveis Frota, Idade e Eficincia Mdia dos veculos a gasolina. Foi encontrado somente um trabalho que considera esse novo fato, mas no o considera conjuntamente com essas outras variveis.

1

No foram encontrados trabalhos com essa abordagem.

2

O presente estudo possui uma maior abrangncia de dados, que se refere tanto a um nmero maior de observaes, quanto s diferentes fontes de consumo do gs natural veicular (GNV) e dos preos da gasolina e lcool hidratado, o que possibilita uma anlise de robustez dos resultados obtidos.

Para alcanar estes objetivos, esta dissertao primeiramente faz uma apresentao de fatos recentes que impactam o consumo de gasolina automotiva no Brasil e como sero abordados. Aps, h uma descrio da importncia de determinadas variveis explicativas do consumo de gasolina e como foi a evoluo de seu histrico no Brasil. Esses dois itens podem ser encontrados no captulo 2. No captulo 3, h uma resenha de como autores internacionais e nacionais abordaram o estudo de elasticidades da demanda de gasolina.

Baseado na anlise descrita acima, bem como na disponibilidade de dados so definidos a metodologia e os modelos de regresses a serem estimados. A metodologia encontra-se no captulo 4. Os modelos e os resultados so apresentados nos captulos 5 e 6, procurando-se apresentar as informaes extradas dos resultados e suas interpretaes econmicas. Por fim, o captulo 7 conclui a dissertao, apresentando as relaes entre os resultados encontrados e seu resumo.

3

2

DEMANDA DE GASOLINA AUTOMOTIVA NO BRASIL - FATOS RECENTES E VARIVEIS EXPLICATIVAS

Neste captulo h uma apresentao na seo 2.1 dos fatos recentes da Histria brasileira, que demonstram a evoluo dos preos da gasolina e do lcool e sua influncia sobre o consumo de gasolina; bem como a expanso do consumo de GNV a partir do ano de 2000 e da frota flex a partir de 2003. A seo 2.2 apresenta as relaes entre as variveis Consumo Defasado, Frota, Idade Mdia e Eficincia e o consumo de gasolina, bem como a evoluo dessas variveis no Brasil.

2.1

A EXPANSO DO CONSUMO DE GVN E DA FROTA FLEX

O Brasil possui caractersticas especficas em seu mercado de combustveis veiculares que precisam ser consideradas ao se estudar as elasticidades da demanda de gasolina.

A grande expanso do mercado de GNV nos ltimos anos tornou o Brasil o segundo maior mercado de GNV do mundo, colocando-se frente de pases pioneiros nesse setor, como a Itlia. O Brasil est atrs apenas da Argentina, que tem mais de um milho de veculos convertidos (AGNCIA NACIONAL DO PETRLEO, GS NATURAL E

BIOCOMBUSTVEIS, 2003). A expanso desse mercado desloca o consumo de gasolina e lcool e impacta as elasticidades renda e preo do consumo de gasolina. 4

A segunda especificidade brasileira a presena do lcool como combustvel alternativo. A reao brasileira aos Choques do Petrleo de 1973 e 1979 foi o desenvolvimento de tecnologias de explorao e produo, a fim de reduzir a importao do petrleo consumido e a introduo do lcool como combustvel veicular. Em 1975, foi lanado o Programa Nacional do lcool, nesta 1 fase tivemos a adio de lcool anidro gasolina e posteriormente foi lanado o Programa do lcool em 1978. Esta foi a fase do lcool hidratado quando houve estmulo produo de carros movidos somente a lcool.

Em 1987, comeou a crise do Prolcool, que se deu devido conjugao de diversos fatos. H diminuio dos preos do petrleo, decorrida do aumento da produo de petrleo por pases no pertencentes a OPEP concomitante com a estabilizao da demanda mundial. Como os preos do lcool eram fixados pelo governo de forma a acompanhar os preos do petrleo, h diminuio dos preos do lcool, ao mesmo tempo em que cresce a demanda interna. A alta do preo internacional do acar pressionou ainda mais a demanda pela matria-prima do lcool: a cana-de-acar, e os investimentos feitos na capacidade de suprimento e na produo no foram suficientes. Como conseqncia, h falta de lcool no mercado brasileiro, devido insuficiente oferta frente demanda.

Estes fatos se refletem na evoluo do consumo de gasolina e lcool e podem ser observados no Grfico 1. No perodo de auge do Prolcool (dcada de 80) podemos observar o declnio do consumo de gasolina e em contrapartida o aumento do consumo de lcool, indicando a substituibilidade entre esses combustveis. Embora os preos da gasolina e do lcool estejam relacionados, ainda assim a melhor forma de representar a substituibilidade a incluso do preo do lcool como varivel explicativa nas regresses que visem explicar a demanda de gasolina.

5

Grfico 1 - Consumo Anual de Combustveis Brasil

25000 22500 20000 17500

Consumo

15000 12500 10000 7500 5000 2500 019 70 19 72 19 74 19 76 19 78 19 80 19 82 19 84 19 86 19 88 19 90 19 92 19 94 19 96 19 98 20 00 20 02 20 04

AnosConsumo Gasolina C - mil m3 Consumo lcool Hidratado - mil m3 Consumo GNV - mil m3 em Gasolina EquivalenteFonte: Petrobras (2007) e MME (2007).

Esses mesmo fatos tambm podem ser observados no grfico da evoluo da frota anual de veculos a gasolina (Grficos 2 e 3). Na dcada de 80, temos um decrscimo na frota devido grande diminuio das vendas de veculos a gasolina e o paralelo sucateamento dos veculos que j estavam rodando. Na dcada de 90, com a crise do Prolcool e em especial aps o Plano Real em 1994, tivemos um grande acrscimo da frota de veculos a gasolina. O decrscimo da frota de veculos a gasolina na dcada de 80 e sua recuperao na dcada de 90 coincidem com o decrscimo e acrscimo no consumo de gasolina nos mesmos perodos, indicando correlao entre essas variveis (tabela 1).

6

Grfico 2 - Evoluo do Consumo Anual Per Capita de Gasolina (m3/pessoa) e da Frota a Gasolina Per Capita (veculos/pessoa)

.16 .14 .12 .10 .08 .06 .04 .02 1970

1975

1980

1985

1990

1995

2000

2005

CONGASPETRO

FGASPETRO

Fonte: Elaborao prpria a partir de dados da Petrobras (2007), ANFAVEA (2007) e ABEIVA (2007)

Tabela 1 - Correlao do Consumo Anual Per Capita de Gasolina e da Frota a Gasolina Per Capita no Perodo 1970 a 2005 CONGASPETRO FGASPETRO CONGASPETRO 1.000 0.458 FGASPETRO 0.458 1.000 Fonte: Elaborao prpria a partir de dados da Petrobras (2007), ANFAVEA (2007) e ABEIVA (2007)

Mais recentemente, no incio do sculo XXI, que se do duas grandes mudanas que impactam o consumo de gasolina automotiva no Brasil. A primeira delas a grande expanso do consumo de GNV a partir de 2000 e a segunda e o incio das vendas de veculos flex no Brasil a partir de 2003. Na prtica, representa duas alternativas ao consumo de gasolina que impactam as elasticidades renda e preo.

7

Podemos avaliar estes fatos tambm atravs dos grficos de Consumo de Combustveis (Grfico 1), da Frota a gasolina (Grficos 2 e 3) e da Eficincia Mdia dessa frota (Grfico 6): de 2000 a 2004 tivemos grande aumento da frota de veculos a gasolina, porm o seu consumo se manteve estvel. Este perodo coincide com o aumento do consumo de GNV, indicando que vrios veculos a gasolina foram convertidos para GNV, uma vez que no houve grandes ganhos na eficincia mdia dos veculos a gasolina nesse curto espao de tempo. Isso indica a substituibilidade entre esses combustveis nesse perodo e a necessidade de incluirmos alguma varivel explicativa que represente este fato em regresses que visem explicar a demanda de gasolina.Grfico 3 - Frota Anual de Veculos a Gasolina - Brasil

17500,00 15000,00 12500,00 Frota Total 10000,00 7500,00 5000,00 2500,00 0,00

Fonte: Elaborao prpria a partir de dados da ANFAVEA (2007) e ABEIVA (2007)

19 73 19 76 19 79 19 82 19 85 19 88 19 91 19 94 19 97 20 00 20 03 20 06Anos Frota Veculos a Gasolina (mil)

19 70

8

De 2004 a 2006, podemos observar uma queda na frota de veculos a gasolina e uma reverso da trajetria de consumo de lcool, que comea a crescer a partir de 2003, enquanto que o consumo de gasolina permanece estvel. Isso se d pelo incio das vendas de veculos flex, cuja evoluo da frota podemos observar na Grfico 4, que praticamente substitui as vendas de veculos a gasolina e permite uma grande flexibilidade na alternativa entre lcool e gasolina. Essa flexibilidade empiricamente deve mexer na magnitude da elasticidade cruzada da demanda de gasolina em relao ao preo do lcool, portanto, uma varivel importante a ser considerada na anlise do consumo de gasolina no perodo recente.

Alm disso, h impactos na prpria elasticidade-preo da demanda de gasolina: A renovao da frota automotiva, centrada cada vez mais nos veculos flex-fuel, implica em uma forte mudana no perfil mdio dos proprietrios dessas frotas, pois esta frota nova est associada a consumidores de maior renda e menor elasticidade-preo. Por outro lado, a frota a gasolina tem sua idade mdia elevada com o tempo, implicando em maior elasticidade-preo e menor rodagem dos veculos a gasolina. O aumento progressivo da elasticidade-preo da demanda de gasolina se d por duas razes: maior efeito substituio (arbitragem do consumidor de flex) e menor renda mdia dos proprietrios dos veculos a gasolina. (CORREIA, 2005).

9

Grfico 4 - Frota Anual Veculos Flex Brasil

3000 2500 2000Frota

1500 1000 500 0 2003 2004Ano

2005

2006

Frota Total Veculos Flex (mil)Fonte: ANFAVEA (2007)

Embora, tanto o aumento do consumo de GNV e as vendas crescentes de veculos flex impactem o consumo de gasolina e mexam com os parmetros de previso de demanda, estes fatos so recentes e no h muitos estudos a respeito no Brasil. Esta dissertao, alm de contribuir para preencher esta lacuna, o far acrescentando novas variveis que impactam o consumo de gasolina e cuja importncia ser apresentada a seguir.

2.2

FROTA, IDADE MDIA, EFICINCIA E CONSUMO DEFASADO DE VECULOS A GASOLINA

razovel supor que quanto maior a frota a gasolina rodando no pas, maior ser o consumo desse combustvel. Ao contrrio, se a eficincia mdia dessa frota aumenta, em decorrncia da venda de veculos novos que rodam mais quilmetros com o mesmo litro de gasolina, teremos uma diminuio no consumo mdio de gasolina por veculo. Dessa forma, importante a 10

incluso da eficincia como varivel explicativa do consumo de gasolina para captarmos esse efeito, uma vez que a frota poderia aumentar, mas se tivermos um aumento na eficincia mdia dos veculos o consumo de gasolina no aumentar na mesma proporo.

A idade mdia da frota tambm influencia o consumo de gasolina, pois quanto mais velho o carro, menor a distncia percorrida e conseqentemente menor o consumo de gasolina. A idia que carros mais velhos tendem a rodar menos, seja por problemas tcnicos, seja porque a renda mdia de seus donos tende a ser menor que a de donos de carros novos. Essa varivel importante para captar a variao da elasticidade preo da demanda de gasolina em funo da idade mdia da frota, no sentido de quanto maior a idade mdia da frota, mais elstica ser a demanda de gasolina em relao ao seu preo, uma vez que classes de renda mais baixa so mais sensveis ao preo (possuem uma maior elasticidade-preo) e utilizam menos o veculo (efeito renda) (CORREIA, 2005).

Essas variveis so particularmente relevantes no caso brasileiro, j que com a diminuio das vendas de veculos a gasolina na dcada de 80, houve um envelhecimento da frota. Assim, num primeiro momento o efeito da diminuio das vendas no consumo se d atravs da idade mdia da frota, uma vez que para haver diminuio da frota os veculos precisam se depreciar totalmente.

11

Grfico 5 - Idade Mdia da Frota a Gasolina - Brasil

14,00 12,00 10,00 8,00 6,00 4,00 2,00 0,00

Anos

Fonte: Elaborao prpria a partir de dados da ANFAVEA (2007) e ABEIVA (2007), seguindo metodologia descrita em Correia (1996).

Grfico 6 - Idade Mdia da Frota a Gasolina (anos) e Consumo Anual Per Capita de Gasolina (m3/pessoa) - Brasil

(*) O Consumo de Gasolina per capita foi multiplicado por 100 para efeito de comparao.

19 70 19 73 19 76 19 79 19 82 19 85 19 88 19 91 19 94 19 97 20 00 20 03 20 06Anos

Idade Mdia da Frota (anos)

16 14 12 10 8 6 4 1970

1975

1980

1985

1990

1995

2000

2005

CONGASPETRO100

IDADEF

12

Fonte: Elaborao prpria a partir de dados da ANFAVEA (2007) e ABEIVA (2007), seguindo metodologia descrita em Correia (1996); Petrobras (2007) e IBGE (2007).

Tabela 2 - Correlao do Consumo Anual Per Capita de Gasolina e da Idade Mdia de Veculos a Gasolina no Perodo 1970 a 2005 CONGASPETRO IDADEF CONGASPETRO 1.000 -0.785 IDADEF -0.785 1.000 Fonte: Elaborao prpria a partir de dados da ANFAVEA (2007) e ABEIVA (2007), seguindo metodologia descrita em Correia (1996); Petrobras (2007) e IBGE (2007).

No caso da eficincia tambm podemos observar mudanas significativas ao longo do tempo no Brasil.

Segundo a Grfico 7, de 1975 a 1981, h crescentes ganhos de eficincia, com uma maior participao nas vendas de automveis pequenos e econmicos e a introduo de tecnologia de motores mais eficientes. De 1982 a 1994, os ganhos tecnolgicos mais lentos so contrabalanados pelo efeito negativo de um conjunto de acessrios de conforto que se agregam aos automveis novos (ar condicionado, vidros eltricos etc.), que aumentam o consumo de energia, e pela maior participao de veculos de maior potncia. A partir de 1995, a eficincia volta a melhorar com a entrada dos veculos de 1000 cilindradas.

13

Grfico 7 - Eficincia Mdia de Vendas de Veculos a Gasolina - Brasil

13,00 12,00 11,00 Km/l 10,00 9,00 8,00 7,00 6,00

96

78

70

72

74

76

80

82

84

86

88

90

92

94

98

00

19

19

19

19

19

19

19

19

19

Eficincia

Fonte: Elaborao prpria a partir de dados da Petrobras (2007), ANFAVEA (2007) e ABEIVA (2007).

importante citar que a incluso de outras variveis explicativas, alm de preos e renda, tais como as listadas acima, possibilita captar o efeito de fatores no ligados ao mercado sobre o consumo de gasolina. Como observa o estudo da Petrobrs (SERPLAN, 1997)Nos pases onde foram aplicados programas de conservao ou substituio de energia baseados em incentivos e regulamentaes (agindo ento no mesmo sentido que os preos para fazer baixar o consumo de uma determinada fonte de energia), o efeito destes programas includo na medida das elasticidades, o que equivale a superestimar estas elasticidades.

Isso se aplica ao Brasil, j que tivemos o Prolcool, um programa de substituio de energia, e mais recentemente o incentivo ao consumo de GNV, atravs de incentivos fiscais e reduo de impostos.

Alm das justificativas empricas para a incluso dessas variveis e da observao de variaes histricas delas no Brasil apresentadas acima, h vrios autores que incluem essas 14

19

Anos

19

19

19

19

19

20

20

20

02

04

variveis em estudos de demanda de gasolina no mundo. Estes autores sero apresentados na seo seguinte.

15

3

RESENHA BIBLIOGRFICA

Foram encontrados diversos autores que tratam da anlise da demanda de gasolina no mundo e alguns poucos que abordam a questo no Brasil. Os autores apresentados abaixo foram selecionados, pois possuem caractersticas semelhantes ao trabalho aqui proposto e colocam os objetivos, justificativas e resultados do procedimento adotado. Estes autores foram subdivididos entre os que realizaram estudos internacionais, que so apresentados na seo 3.1; e os que realizaram estudos nacionais, apresentados na seo 3.2.

3.1

ESTUDOS INTERNACIONAIS

A maioria dos autores internacionais utiliza a tcnica de cointegrao com dados anuais para estimar a demanda de gasolina em seus pases. A equao utilizada mais frequentemente coloca o logaritmo do consumo de gasolina per capita em funo dos logaritmos do preo real da gasolina e da renda real per capita.

Dahl e Sterner (1991) fizeram um estudo comparativo de mais de 100 trabalhos feitos sobre estimao do consumo de gasolina no mundo. Eles classificaram os trabalhos por tipo de dados e por dez diferentes categorias de modelos. O modelo mais simples o modelo esttico, no qual a demanda por gasolina funo de seu preo real e da renda real:

16

Cgast = f1 (Pgast, Yt) Dahl e Sterner mostram tambm que h vrios modelos que incluem, alm do preo real do combustvel e da renda real do consumidor, o estoque de veculos a gasolina:

Cgast = f2 (Pgast, Yt, Vt), em que Vt o estoque de veculos movidos a gasolina.

Outros autores listados por Dahl e Sterner utilizam modelos de ajustamento parcial, tambm chamados de lagged endogenous model, que estimam as quantidades demandadas como funo do preo real da gasolina, da renda real e da quantidade de gasolina demandada no perodo anterior. Segundo Dahl e Sterner tanto o estoque de veculos a gasolina quanto o consumo defasado de gasolina serviriam para modelar o que ele chama de dependncia dinmica, ou seja, o fato de que o consumo de gasolina leva algum tempo para se adaptar s variaes de preos e renda. Assim, o consumo atual de gasolina no funo somente dos preos e renda do momento, mas tambm das estruturas de preos e renda de momentos anteriores:

Cgast = f4 (Pgast, Yt, Cgast-1)

Dahl e Sterner tambm classificam determinados autores nos chamados modelos de caractersticas do veculo, onde se assume que as caractersticas do automvel tais como sua eficincia e idade, so tambm variveis fundamentais para anlise da evoluo do consumo, pois so estas que capturam o ajustamento de longo prazo na demanda:

Cgast = f3 (Pgast, Yt, Vt, CHAR), onde CHAR so as caractersticas do veculo

17

Betsen (1994) analisou a demanda de gasolina na Dinamarca utilizando tcnicas de cointegrao para o perodo de 1948-1991. Segundo ele, o consumo de gasolina funo do estoque de veculos, da distncia mdia percorrida por veculo e do consumo de gasolina a cada milha (eficincia).

G = V ( M / V )(G / M )

Onde:G = Demanda de gasolina V = Estoque de veculos M / V = Distncia Mdia Percorrida por Veculo G / M = Consumo de Gasolina a cada Milha

Como estudos prvios na Dinamarca indicaram que M/V relativamente estvel nesse pas ao longo do tempo, essa varivel foi desconsiderada e o consumo de gasolina per capita foi modelado em funo do estoque de veculos per capita, do preo da gasolina e de uma tendncia t, representando a eficincia dos veculos. Dessa forma, ele substituiu a renda per capita pelo estoque de veculos per capita com varivel explicativa. Abaixo est o modelo utilizado, onde N a populao e P o preo da gasolina:

ln (G/N)t = log + gt + ln P t + ln (V/N)t + t

Hsing (1990) estimou o consumo de gasolina nos EUA de 1960 a 1985 pela tcnica de Box Cox Extend autoregressive (BCEA). A equao coloca o consumo de gasolina per capita em funo do preo real da gasolina, da renda per capita e do consumo da gasolina em t-1. Segundo o autor, o consumo defasado de gasolina visa captar o processo de ajustamento do consumo s variaes de preo e renda ou a persistncia dos hbitos.

18

Este autor tambm concorda que provvel que o consumo per capita de gasolina diminua devido a preferncias do consumidor por carros menores e mais eficientes nos ltimos anos (Hsing, 1990, p.02 - 03), ou seja, que a eficincia afete negativamente o consumo de gasolina. Ele utilizou como proxy para a eficincia a porcentagem de carros importados vendidos nos EUA e os resultados indicaram o sinal negativo esperado ao nvel de significncia de 10%. Porm, esta varivel no foi includa no modelo final, pois o autor considerou baixo o nvel de significncia.

Rodrguez (2006) estimou a demanda de gasolina na Repblica Dominicana utilizando tcnicas de Cointegrao para o perodo do 1 trimestre de 1997 ao 1 trimestre de 2006. Ele tambm considerou importante incluir o estoque de veculos e a varivel de tendncia (como proxy para a eficincia) como variveis explicativas do consumo de gasolina, no entanto elas no foram significativas. A razo da no significncia foi o fato de no se ter a separao do estoque de veculos pelo tipo de combustvel para aquele pas, o que ocasionou uma alta correlao com a renda. Os resultados apresentados colocam a gasolina premium como funo do seu preo e do PIB; e a gasolina comum com funo de seu preo, do PIB e do consumo defasado da gasolina com quatro defasagens.

Ramanathan (1999) utilizou o mtodo de cointegrao proposto por Engle y Granger para determinar as elasticidades de curto e longo prazo da demanda por gasolina na ndia para o perodo de 1972 a 1994. Ele utilizou como variveis explicativas para o consumo de gasolina per capita a renda real per capita e um ndice de preos de gasolina, semelhantes aos indicados pelas seguintes equaes:

log CGt = + log Pt + log REt + et (1) log CGt = + log Pt + log REt + log CGt-1 + et (2) 19

onde: CGt: consumo per capita de gasolina Pt: preo da gasolina, expresso em valor real REt: renda agregada per capita, expressa em valor real.

Cheung e Thomson (2004) realizaram estudos das elasticidades da demanda de gasolina para a China utilizando o mtodo de cointegrao proposto por Engle e Granger para o perodo entre 1980-1999. O modelo utilizado :

ln qt = 0 + 1 ln Yt + 2 ln Pt + et

Onde qt o consumo per capita de gasolina no ano t; Yt o PIB real per capita; P t o preo real da gasolina; e et erro.

Eltony e Al-Mutairi (1995) estimaram a demanda de gasolina no Kuwait para o perodo de 1970-1989 tambm com o mtodo de cointegrao.

ln Gt = 0 + 1 ln Pt + 2 ln Yt + u t

Onde Gt o consumo per capita de gasolina no ano t; Yt o PIB real per capita; P t o preo real da gasolina; e ut erro. Ao estimarem o MCE foi includo o consumo defasado de gasolina como varivel explicativa.

3.2

ESTUDOS NACIONAIS

Todos os autores brasileiros pesquisados e citados nesta tese utilizaram a tcnica de cointegrao para estimar a demanda de gasolina no Brasil. A maioria deles utilizou base anual de dados, estimando o consumo de gasolina per capita em funo do preo real da

20

gasolina, do preo real do lcool hidratado e da renda real per capita. A falta de estudos que utilizassem base mensal se d em funo da indisponibilidade de dados.

Burnquist & Bacchi (2002) estimaram a demanda nacional de gasolina pelo mtodo de cointegrao para o perodo de 1973 a 1998. O modelo utilizado coloca o consumo per capita de gasolina como funo do preo mdio real da gasolina e da renda real per capita. As fontes dos dados so o MME para preos e consumo e o IBGE para o PIB e populao. Dos autores brasileiros apenas Burquinst & Bacchi no utilizaram o preo do lcool como varivel explicativa, mas, em contrapartida, obtiveram um perodo maior de estimao. Todos os demais autores comearam as sries a partir de 1979, quando temos o primeiro ano de divulgao dos preos do lcool hidratado.

Alves & Bueno (2003) estudaram a demanda por gasolina no Brasil entre os anos de 1974 a 1999, tambm utilizando tcnicas de cointegrao. O modelo coloca o consumo per capita de gasolina como funo dos preos mdios reais da gasolina e do lcool hidratado, alm da renda real per capita. Para os preos da gasolina e do lcool foram utilizados como proxies os dados de ndice de preos da Fundao Instituto de Pesquisas Econmicas (FIPE). Os dados de consumo de gasolina no pas so da Agncia Nacional de Petrleo, Gs Natural e Biocombustveis (ANP) e o PIB e populao foram obtidos no IBGE. Todos os preos reais e renda real so expressos em nmero ndice com base no ano de 1984. O modelo utilizado :

ln Ct = 0 + 1 lnYt + 2 lnPt + 3 lnAt + et onde: Ct: consumo per capita anual de gasolina medido em litros; Yt: renda agregada real anual per capita; Pt: preo real anual da gasolina; At: preo real anual do lcool hidratado; e et: resduo.

21

Roppa (2005) estimou as elasticidades do consumo de gasolina no Brasil no perodo de 1973 a 2003 pelo mtodo de cointegrao. O modelo coloca o consumo per capita de gasolina como funo dos preos mdios reais da gasolina e do lcool hidratado, alm da renda real per capita.

ln Cgast = 0 + 1 lnYt + 2 ln Pgast + 3 ln Palct +t (1) onde: Cgast: consumo de gasolina anual per capita em m ; Fonte: ANP. Yt: Produto Interno Bruto (PIB) real anual per capita em US$ milhes; Fonte: BACEN. Pgast: preo real da gasolina em US$/m ; Fonte: Ministrio de Minas e Energia. Palct: preo real do lcool, em US$/m ; Fonte: Ministrio de Minas e Energia.3 3 3

t: resduo da equao da equao.

Algumas alteraes foram feitas ao modelo bsico, entre elas est a incluso das variveis de tendncia t e t na equao de cointegrao (1), a fim de ajustar o modelo ao comportamento da srie de consumo per capita da gasolina em escala logartmica, que apresenta tendncia quadrtica. A segunda alterao foi a incluso das variveis lnCgast e lnYt , justificadas pela autora pelo fato do consumo de gasolina no perodo t ser afetado tanto pela renda quanto pelo consumo no perodo anterior.

Nappo (2007) estimou a demanda de gasolina em bases mensais de agosto de 1994 a julho de 2006 pelo mtodo de cointegrao. Ele utilizou duas equaes para estimar o consumo de gasolina. A 1 equao a mesma utilizada pela maioria dos autores brasileiros, onde se estima o consumo mensal nacional de gasolina per capita em funo do preo real da gasolina e do lcool e do PIB per capita mensal. Na 2 equao acrescentada uma varivel dummy de inclinao associada ao preo da gasolina a partir de maro de 2003. Essa varivel se destina a capturar o efeito do incio das vendas de veculos flex, que se deu a partir de 2003.

22

Os dados de consumo mensal de gasolina no Brasil foram obtidos junto a ANP. As sries de preos so do IBGE e equivalem a valores mdios mensais dos preos da gasolina e do lcool hidratado no mercado brasileiro, expressos em Reais de setembro de 2006, deflacionados pelo IPCA. Os dados relativos ao PIB per capita em Reais de setembro de 2006 foram construdos a partir dos valores mensais para o PIB e a populao brasileira, cuja fonte o IBGE.

lcons_gast = 0 + 2lp_gast + 3lpib_pct + 4lp_alct + t (1) lcons_gast = 0 + 2lp_gast + 3lpib_pct + 5bin.lp_gast + t (2)

onde: lcons_gast : consumo mensal nacional de gasolina (em litros) lp_gast : preo real mensal da gasolina (em R$/l de set/2006) lpib_pct : renda real mensal per capita (PIB per capita em R$ de set/2006) lp_alct : preo real mensal do lcool hidratado (em R$/l de set/2006) bin.lp_gast : varivel binria de inclinao associada ao preo da gasolina

t : resduo

Aps as estimaes o autor incorporou a varivel de tendncia estocstica t equao (2) original.

lcons_gast = 0 + 1t + 2lp_gast + 3lpib_pct + 5bin.lp_gast + t (3)

Azevedo (2007) estimou a demanda de gasolina em bases mensais de janeiro de 2002 a junho de 2006 pelo mtodo de cointegrao. Os dados de consumo mensal de gasolina no Brasil e dos preos do lcool hidratado foram obtidos junto ANP. As sries de preos da gasolina C e do leo diesel so do Relatrio Boletim de Preos da Petrobrs.lnVt = 0 + 1 ln P1 t + 2 ln P2 t + 2 ln P3 t + 4 t + 5 t2 + 6 ln Zt + t

23

onde: Vt: consumo mensal nacional de gasolina (em mil m3)P1 t: preo mdio mensal da gasolina (em R$/l) P2 t : preo mdio mensal do lcool hidratado (em R$/l) P3 t : preo mdio mensal do leo diesel (em R$/l) t: varivel de tendncia estocstica t t2: varivel de tendncia estocstica quadrtica Zt: ndice de base fixa mensal sem ajuste sazonal (mdia de 2002 = 100) para o Brasil

t : resduo

Como vimos neste captulo, entre os autores internacionais h uma maior diversidade de tcnicas economtricas e modelos utilizados, enquanto que no Brasil predomina o mtodo economtrico de cointegrao e modelos que utilizam como varivel explicativa a renda, o preo da gasolina e do seu substituto: o lcool.

Os resultados obtidos nos estudos brasileiros e internacionais so apresentados na concluso (captulo 7) e so analisados conjuntamente com os resultados obtidos nesta dissertao.

24

4

METODOLOGIA

Considerando os diversos trabalhos abordados na resenha bibliogrfica sobre previso de demanda que utilizam mtodos economtricos e procurando adequ-los a realidade brasileira, atravs da observao dos fatos que afetaram o mercado de gasolina automotiva no perodo recente, foi definida a metodologia desta dissertao. Neste captulo, a seo 4.1 descreve sucintamente o mtodo de cointegrao, a seo 4.2 apresenta como foram definidas as variveis explicativas e as sees 4.3 e 4.4 descrevem os dados anuais e mensais, respectivamente, bem como apresenta os resultados dos testes ADF (Augmented DickeyFuller), que representa a 1 etapa do mtodo de cointegrao.

4.1

COINTEGRAO

A fim de estimar as elasticidades de curto e longo prazo utilizando dados de sries temporais em base anual e mensal foi adotado o mtodo economtrico de cointegrao sugerido em Engle & Granger (1987). Este mtodo consiste em algumas etapas.

A primeira delas analisar o comportamento das sries presentes na equao a ser estimada, de forma a verificar se estas so geradas por processos estocsticos estacionrios. Os testes de estacionaridade das sries adotado nesta dissertao o teste ADF, que testa a presena de raiz unitria, indicando sries temporais no estacionrias. 25

A utilizao de sries no estacionrias em equaes estimadas pelo mtodo dos Mnimos Quadrados Ordinrios (MQO) gera regresses esprias, ou seja, regresses cujos coeficientes e estatsticas t no so confiveis, comprometendo os testes de hiptese sobre a significncia estatstica dos parmetros. Caso se conclua, no entanto, que as sries no so estacionrias, possvel ainda a utilizao do mtodo dos MQO, desde que as sries sejam cointegradas.

A segunda etapa do mtodo consiste em verificar se as sries so cointegradas, utilizando o teste ADF. Caso o resduo da equao estimada pelo mtodo dos MQO for estacionrio, as sries envolvidas sero cointegradas.

Na ltima etapa feito a estimao do Modelo de Correo de Erros (MCE), atravs do qual obtemos as elasticidades renda, preo e cruzada de curto prazo do consumo de gasolina, bem como um parmetro que representa a velocidade de ajustamento de um eventual choque em relao ao equilbrio de longo prazo, ou seja, a velocidade com que a srie converge para sua mdia.

4.2

VARIVEIS EXPLICATIVAS E DADOS

Os modelos de regresses a serem estimados e seus perodos levaram em conta a evidncia emprica e terica, bem como a disponibilidade de dados. Assim, a seleo das variveis explicativas foi feita tendo como base os trabalhos j realizados discutidos na resenha bibliogrfica e o perodo estimado foi definido em funo da disponibilidade de dados. Todos os dados se referem ao Brasil e variam de acordo com a base anual ou mensal.

Em todas as equaes foi introduzida uma varivel dummy que assume valor unitrio nos anos ou meses do perodo de janeiro de 2003 a fevereiro de 2007, quando havia a venda de carros flex fluel no mercado brasileiro. A inteno da dummy captar a influncia da 26

introduo dos veculos flex fuel e determinar se essa influncia significativa estatisticamente.

Essa dummy foi associada ao preo da gasolina, pois se assume que a influncia das vendas de veculos flex se d na inclinao da funo que representa o consumo de gasolina per capita, ao invs de influenciar o intercepto dessa funo. Assim, no modelo proposto, o efeito das vendas de veculos flex sobre o consumo de gasolina per capita vai depender do nvel de preos da gasolina. Essa hiptese feita, pois a deciso do consumidor entre utilizar gasolina ou lcool vai depender dos preos relativos entre esses combustveis e no somente do fato do veculo ser um flex.

Dada a influncia sazonal dos dados mensais utilizados, foram colocadas variveis dummies representando os meses de fevereiro a dezembro a fim de obter a dessazonalizao dos dados.

4.3

DESCRIO DOS DADOS ANUAIS E TESTES ADF

A seguir feita uma descrio dos dados anuais utilizados nas regresses e realizada a 1 etapa do mtodo de cointegrao: os testes ADF das sries,

Cgast = consumo anual per capita de gasolina C (em m3/pessoa).Fonte: Petrobras (2007).

A varivel dependente ser o Consumo da Gasolina C per capita em m3/pessoa no perodo de 1970 a 2005. A fonte do consumo de gasolina C a Petrobras, que possui banco de dados cuja fonte original o antigo Departamento Nacional de Combustveis e a Agncia Nacional do Petrleo, Gs Natural e Biocombustveis (ANP). Os dados de populao foram obtidos no Instituto Brasileiro de Estatstica (IBGE).

27

Y t = renda real anual per capita (PIB per capita em R$ de dez/2005).Fonte: Bacen (2007)

A renda ser representada por dados de PIB per capita de 1970 a 2005 em R$ de 2005 divulgados pelo Banco Central do Brasil (Bacen). De acordo com a teoria econmica, a variao na renda gera uma variao no consumo no mesmo sentido e sua magnitude medida pela elasticidade-renda.

Pgast = preo mdio anual da gasolina (em R$/l ndice de base fixa anual, 1980=100).Fonte: Petrobras (2007).

Para avaliarmos a elasticidade preo da demanda de gasolina ser utilizado o preo mdio anual da gasolina C ao consumidor em R$/litro de 1970 a 2005, cuja fonte a Petrobrs. Com estes dados foi construdo um ndice de base fixa anual sendo 1980=100. Segundo a teoria econmica, o consumo de um bem varia em sentido inverso ao seu preo, portanto, o sinal esperado do coeficiente da regresso associado ao preo da gasolina negativo.

Palct = preo mdio anual do lcool hidratado (em R$/l ndice de base fixa anual, 1980=100).Fonte: Petrobras (2007).

A elasticidade cruzada da demanda de gasolina em relao ao lcool ser avaliada pelo preo mdio anual do lcool hidratado ao consumidor em R$/litro de 1970 a 2005, cuja fonte a Petrobrs. Tambm com estes dados foi construdo um ndice de base fixa anual sendo 1980=100. Como o lcool e a gasolina so bens substitutos, espera-se que ao se elevar o preo do lcool o consumo de gasolina aumente, pois se torna relativamente mais vantajoso. Portanto, o sinal esperado do coeficiente da regresso associado ao preo do lcool positivo.

CGNVt = Consumo anual per capita de GNV (em m3 /pessoa).Fonte: MME (2007) ou Petrobrs (2007).

28

A fim de avaliar o impacto da introduo do GNV no mercado automotivo, incluirei em alguns modelos o consumo de GNV per capita. Os dados referentes ao perodo de 1988 a 2005 foram obtidos no Ministrio de Minas e Energia (MME) e esto em m3/pessoa. Para o perodo de 1993 a 2005, a fonte a Petrobrs e os dados esto em m3/pessoa de gasolina equivalente2. O consumo de GNV foi escolhido em detrimento de seu preo, uma vez que os fatores determinantes que pesam na escolha do consumidor so de ordem estrutural. O preo do GNV relativamente ao lcool e gasolina sempre foi mais competitivo, mas h um alto custo de converso do veculo. Portanto o seu consumo s se difundiu na medida em que foram concedidos incentivos fiscais (tais como descontos no IPVA) e na medida em que se criou uma infra-estrutura de abastecimento do GNV. O sinal esperado do coeficiente da regresso associado ao consumo do GNV negativo, pois como so combustveis substitutos, ao se aumentar o consumo de um, diminui-se o consumo do outro.

Frotat = estoque de veculos per capita a gasolina.Fonte: Petrobras (2007).

Outra varivel explicativa o estoque de veculos a gasolina per capita de 1970 a 2005, cujo sinal esperado do coeficiente estimado positivo, uma vez que, ceteris paribus, ao se aumentar a frota per capita haver um aumento no consumo per capita de gasolina. A Petrobrs calcula a frota de veculos a gasolina do Brasil atravs de dados de vendas nacionais fornecidos pela ANFAVEA (Associao Nacional dos Fabricantes de Veculos Automotores) e dados de importao de veculos da ABEIVA (Associao Brasileira de Empresas Importadoras de Veculos Automotivos). Em cima do estoque de veculos aplicada uma curva de sucateamento, obtida atravs de metodologia especfica descrita em Mattos & Correia (1996). Essa curva relaciona a percentagem de depreciao que um veculo sofre a cada ano com sua idade.2

A unidade de gasolina equivalente associada ao consumo do GNV uma transformao matemtica feita nos valores do volume de GNV consumido a fim de obtermos uma unidade comparativa com o volume de gasolina.

29

Idadet

= idade mdia dos veculos gasolina (em anos).

Fonte: Petrobras (2007).

Outra varivel explicativa a idade mdia (em anos) dos veculos a gasolina que esto rodando no Brasil a cada ano no perodo de 1970 a 2006. Atravs dos dados de venda e da curva de sucateamento, a Petrobrs classifica quantos veculos rodam por ano de acordo com o ano de fabricao. A idade mdia obtida ponderando as idades dos veculos que esto rodando num determinado ano pelas suas respectivas quantidades.

Eficinciat = eficincia mdia dos veculos a gasolina (em Km/l)Fonte: Petrobras (2007).

A ltima varivel explicativa de elaborao prpria e representa a eficincia mdia a cada ano dos veculos a gasolina que rodam no Brasil no perodo de 1970 a 2005 em Km/litro. A Petrobrs calcula a eficincia mdia dos veculos a gasolina vendidos a cada ano, considerando os dados de eficincia por modelo de veculo e ponderando estes dados pelas vendas naquele ano do respectivo modelo. Esses dados de eficincia mdia dos veculos a gasolina representam quantos quilmetros por litro em mdia rodam os veculos vendidos no Brasil em determinado ano e so chamados de EficM arg t na varivel construda abaixo. Porm, estes dados no representam a eficincia mdia da frota total a gasolina no Brasil. Para obter a real eficincia mdia da frota total foi construda a seguinte varivel:

Eficinciat =

Eficinciat -1 FrotaTotal t -1 + EficM arg t FrotaTotal t FrotaTotal t

Sendo que em t 0 a Eficinciat = EficM arg t .

30

Na tabela 3, so apresentadas as estatsticas descritivas dos dados anuais.

Tabela 3 - Estatsticas Descritivas dos Dados AnuaisMdia Mediana Mximo Mnimo Desvio padro Observaes Perodo Sinal EsperadoY t Cgas t Idade t Frotat Eficinciat 0.111533 8.295157 0.058107 7.816894 10245.06 0.119062 7.969387 0.055988 7.315916 10470.24 0.147547 10.13258 0.090086 12.03572 12161.41 0.066407 7.328179 0.023260 4.795892 6112.200 0.026900 0.965089 0.017819 2.367826 1440.633 36 36 36 36 36 1970 - 2005 1970 - 2005 1970 - 2005 1970 - 2005 1970 - 2005

PgastPalct58.03529 76.80503 61.36651 73.26681 100.4569 118.0727 30.27293 50.82012 19.24881 17.01790 36 26 1970 - 2005 1980 - 2005

+CGNVt MME162500.5 162551.5 184184.0 139819.0 13629.65 18 1988 - 2005

-

+0.004059 0.001041 0.013961 0.000169 0.004928 13 1993 -2005

Mdia Mediana Mximo Mnimo Desvio padro Observaes Perodo

CGNV tPetrobrs

Sinal Esperado Fonte: Elaborao Prpria

-

+

-

-

A seguir, se encontra a 1 etapa do mtodo de cointegrao, que consiste em verificar a estacionariedade das sries, ou seja, se elas possuem ou no raiz unitria. Para testar a presena de raiz unitria foi utilizado o teste ADF (Augmented Dickey-Fuller) para as sries em nvel com intercepto e tendncia, com lags variando de 0 a 4. O teste foi realizado com intercepto e tendncia, uma vez que a anlise prvia dos dados indicou a presena de sries com tendncia. Em relao escolha do nmero de lags, foi considerado 4 lags suficiente para testes de estacionariedade dado o nmero de observaes dos dados anuais.

Como podemos observar na tabela 4, a maioria das sries, exceo do logaritmo do PIB e da Frota, no rejeitaram a hiptese nula de presena de raiz unitria. Portanto, a maioria das sries a serem includas nas regresses apresenta raiz unitria, ou seja, so estacionrias de 1 ordem e necessrio diferenciar cada uma das sries para que se tornem estacionrias.

31

Tabela 4 - Teste de Estacionariedade ADF com Intercepto e Tendncia para Variveis Anuais (P-valor*)0 1 0.9529 0.8156 ln Cgast 0.0097 0.0205 ln Yt 0.6108 0.4178 ln Pgast ln Palct 0.7759 0.8449 0.1849 0.0001 ln CGNVt MME ln CGNVt Petrobrs 0.8458 0.0194 Idadet 0.9726 0.0285 Eficinciat 0.9725 0.2259 ln Frotat 0.3997 0.0059 *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Varivel Lags 2 0.7699 0.0278 0.4080 0.9660 0.1759 0.5990 0.0992 0.1035 0.0089 3 0.4040 0.1120 0.1583 0.9537 0.9999 0.1557 0.2694 0.4280 0.0531 4 0.1534 0.0724 0.6089 0.9941 0.9995 0.9214 0.2271 0.6583 0.0672 Resultado No estacionria. estacionria. No estacionria. No estacionria. No estacionria. No estacionria. No estacionria. No estacionria. estacionria.

Fonte: Elaborao Prpria

importante ressaltar que a estacionariedade do PIB um resultado sensvel ao mtodo utilizado, ao perodo da srie e ao nvel de significncia considerado. O teste ADF utilizado nesta dissertao foi feito com intercepto e tendncia, pois considerei a forma mais adequada, uma vez que o PIB possui tendncia visvel. No entanto, alguns autores brasileiros fizeram o teste ADF somente com intercepto na srie do logaritmo do PIB per capita, resultando em sries no estacionrias de acordo com o nvel de significncia considerado.

No apndice A, so apresentados os resultados de testes ADF calculados por alguns autores que tambm utilizaram os valores tabulados por MacKinnon (1996)3. Estes resultados foram calculados com intercepto, conforme procedimento utilizado por eles, para os perodos referidos em seus artigos. Tambm foi refeito o teste ADF para o perodo considerado nesta dissertao, mas agora com intercepto para fins de comparao.

3

H outros autores que utilizam testes ADF com valores crticos tabulados por Dichey e Fuller, como utilizei os valores de MacKinnon selecionei apenas os autores que utilizaram este ltimo para efeito de comparao.

32

4.4

DESCRIO DOS DADOS MENSAIS E TESTES ADF

A seguir feita uma descrio dos dados anuais utilizados nas regresses e realizada a 1 etapa do mtodo de cointegrao: os testes ADF das sries.

Cgast = consumo mensal per capita de gasolina C (em m3/pessoa).Fonte: ANP (2007)

A varivel dependente ser o Consumo da Gasolina C per capita em m3/pessoa no perodo de jan/1991 a fev/2007, tendo como fonte a ANP.

Y t = Produo Industrial Fsica Mensal (ndice de Base Fixa Mensal sem ajuste Sazonal mdia de 2002 = 100).Fonte: IBGE (2007)

Devido a indisponibilidade de dados mensais de PIB per capita, ser utilizado como proxy para esta varivel a Produo Industrial Fsica mensal do IBGE com ndice de base fixa (mdia de 2002 = 100) para o Brasil sem ajuste sazonal para o perodo de jan/1991 a fev/2007.

Pgast = preo mdio mensal da gasolina (em R$/l ndice de base fixa mensal, Julho/2001=100).Fonte: Petrobras (2007) e IBGE (2007)

Palct = preo mdio mensal do lcool hidratado (em R$/l ndice de base fixa mensal, Julho/2001=100).Fonte: Petrobras (2007) e IBGE (2007)

Tambm sero utilizados o preo mdio mensal da gasolina C e o preo mdio mensal do lcool hidratado ao consumidor em R$/litro de jan/1991 a fev/2007, cuja fonte a Petrobrs. Com estes dados foram construdos ndices de base fixa mensal sendo jul/2001=100.

33

Para analisar a robustez dos resultados tambm sero consideradas regresses com o preo mdio mensal da gasolina C e o preo mdio mensal do lcool hidratado ao consumidor em R$/litro de jul/1994 a fev/2007, cuja fonte o IBGE. De forma similar ao procedimento adotado nos dados da Petrobrs, foram construdos ndices de base fixa mensal sendo jul/2001=100.

PGNV t = preo mdio mensal do GNV (em R$/ m3 ndice de base fixa mensal, Julho/2001=100).Fonte: ANP (2007)

Dada a indisponibilidade de dados mensais de consumo de GNV, a varivel que escolhi para captar o efeito desse combustvel substituto na demanda de gasolina foi o preo mdio mensal do GNV ao consumidor em R$/ m3. H dados para o Brasil, de julho de 2001 at fevereiro de 2007, cuja fonte a ANP.

Na tabela 5, so apresentadas as estatsticas descritivas dos dados mensais.

Tabela 5 - Estatsticas Descritivas dos Dados MensaisCgastMdia Mediana Mximo Mnimo Desvio padro Observaes Perodo Sinal Esperado

Y

t

Palc t Petrobrs90.45945 89.65905 140.7850 59.15793 16.43388 194 jan/1991 - fev/2007

Pgas Petrobrs t77.27858 74.28660 108.5710 46.95178 18.65529 194 jan/1991 - fev/2007

0.009913 93.49000 0.010514 93.41500 0.014034 124.3000 0.005408 60.75000 0.001815 13.44779 194 194 jan/1991 - fev/2007 jan/1991 - fev/2007

+Palc t IBGE

+Pgas tIBGEt

PGNV tPGNV

Pgas

t

Mdia Mediana Mximo Mnimo Desvio padro Observaes Perodo Sinal Esperado

89.62712 79.22345 111.3270 88.50094 89.57992 113.7255 137.2237 108.3071 121.6321 56.95011 44.71498 100.0000 19.56952 21.33286 5.851572 152 152 68 jul/1994 - fev/2007 jul/1994 - fev/2007 jul/2001 - fev/2007

+

-

+


34

As sries com a base de dados mensal, da mesma forma que as sries anuais, demonstraram presena de tendncia, por est razo tambm aqui se optou pela realizao do teste ADF com intercepto e tendncia. O nmero de lags escolhidos para os testes de estacionariedade foi maior comparativamente aos dados anuais, devido ao nmero maior de observaes.

Como podemos observar na tabela 6, a maioria das sries, exceo do logaritmo da Produo Industrial, no rejeitaram a hiptese nula de presena de raiz unitria. Portanto, a maioria das sries a serem includas nas regresses apresenta raiz unitria. A srie do logaritmo da Produo Industrial apresentou resultado no conclusivo, pois embora os testes realizados com 0, 3 e 6 lags rejeitam a no estacionariedade da srie, os testes feitos com 12 e 24 lags no rejeitam a no estacionariedade e apresentam altos p-valores.Tabela 6 - Teste de Estacionariedade ADF com Intercepto e Tendncia para Variveis Mensais (P-valor*)

0 3 ln Cgast 0.0006 0.7854 ln Yt 0.0000 0.0000 ln Pgast Petrobrs 0.7392 0.7365 ln Palct Petrobrs 0.3810 0.1113 ln Pgast IBGE 0.7724 0.8064 ln Palct IBGE 0.2629 0.0276 ln PGNVt ANP 0.7375 0.4684 *MacKinnon (1996) one-sided p-values.

Varivel

Lags 6 0.9445 0.0000 0.8114 0.1910 0.8915 0.0392 0.3674

12 0.9348 0.3224 0.4074 0.2153 0.9252 0.1953 0.2577

24 0.2620 0.2942 0.4310 0.5000 0.9353 0.6540 0.4367

Resultado No estacionria. No conclusivo No estacionria. No estacionria. No estacionria. No estacionria. No estacionria.


A srie do logaritmo da Produo Industrial tambm apresentou as mesmas caractersticas do logaritmo do PIB per capita em relao a sua estacionariedade, de forma que dependendo do mtodo utilizado, do perodo da srie e do nvel de significncia considerado podemos considerar esta srie estacionria ou no. Dada a existncia de tendncia na srie do logaritmo da Produo Industrial, o teste ADF utilizado tambm foi feito com intercepto e tendncia. No

35

entanto, em Azevedo (2007)4 o teste ADF para essa mesma srie foi feito somente com intercepto. Para fins de comparao foi recalculado o teste ADF utilizando o mesmo procedimento para os diferentes perodos, os resultados obtidos encontram-se no apndice A.

4

Estudo que tambm utilizou os valores tabulados por MacKinnon (1996).

36

5

ANLISE DAS ELASTICIDADES COM BASE EM DADOS ANUAIS

Neste captulo apresentada uma anlise das elasticidades renda, preo e cruzada da demanda de gasolina C tendo como base os dados anuais. Na seo 5.1 encontram-se os modelos economtricos propostos e o perodo a ser estimado em cada regresso. Na seo 5.2 so apresentados os resultados da anlise das elasticidades, incluindo as regresses de longo prazo e o MCE.

5.1

MODELOS ECONOMTRICOS

Os modelos a seguir foram definidos com alguns objetivos. O primeiro deles estudar o impacto da introduo dos veculos flex na demanda de gasolina em conjunto com as variveis Frota, Idade e Eficincia Mdia dos veculos a gasolina. Os modelos seguintes introduzem essas trs variveis explicativas do consumo automotivo de gasolina que at o momento foram desconsideradas por autores brasileiros e avaliam a introduo dos veculos flex conjuntamente com essas variveis. Foi encontrado somente um autor (Nappo, 2007) que avalia o impacto na demanda de gasolina da introduo dos veculos flex, porm, este autor considera somente o PIB per capita e os preos da gasolina e do lcool como variveis explicativas.

37

O segundo objetivo avaliar o impacto da introduo do GNV sobre as elasticidades de demanda de gasolina e definir sua significncia. O consumo de GNV estimado conjuntamente com as demais variveis, uma vez que a excluso de variveis que teoricamente so importantes para a explicao da varivel dependente poderia viesar os coeficientes das demais variveis. Para a anlise de robustez dos resultados tambm foram considerados duas diferentes fontes de dados para o consumo do GNV.

Equao 1: Perodo 1980 a 2005.ln Cgast = 0 + 1 ln Y t + 2 ln Pgast + 3 Dflext ln Pgast + 4 ln Palct + 5 ln Frotat + 6 Idadet + 7 Eficinciat + u t

Onde: Cgast = consumo anual per capita de gasolina C (em m3/pessoa). Fonte: Petrobrs.

Y t = renda real anual per capita (PIB per capita em R$ de dez/2005). Fonte: BACEN

Pgast = preo mdio anual da gasolina (em R$/l ndice de base fixa anual, 1980=100). Fonte: Petrobrs.

Dflext = varivel binria, onde Dflext =1, quando t=jan/2003 a fev/2007 e Dflext =0, quando

t=demais meses.

Palct = preo mdio anual do lcool hidratado (em R$/l ndice de base fixa anual,1980=100). Fonte: Petrobrs.

Frotat = estoque de veculos per capita a gasolina. Fonte: Petrobrs.

Idadet = idade mdia dos veculos gasolina (em anos). Fonte: Petrobrs.

38

Eficinciat = eficincia mdia dos veculos a gasolina (em Km/l) Fonte: Petrobrs.

u t = resduo

Os resultados economtricos dessa equao vo possibilitar uma anlise do efeito do preo do lcool no consumo da gasolina atravs de perodo maior de tempo para estimao, uma vez que as elasticidades estimadas no passado dispunham de base pequena de dados, o que poderia comprometer a validade estatstica dos resultados. Alm disso, a incluso das variveis Frota, Idade e Eficincia possibilita obter coeficientes dos regressores mais precisos, uma vez que a excluso delas pode viesar os estimadores das regresses.

Equao 2: Se diferencia da equao 1, por no incluir os preos do lcool e possuir umperodo maior, de 1970 a 2005. A descrio das variveis j foi feita na equao 1.

ln Cgast = 0 + 1 ln Y t + 2 ln Pgast + 3 Dflext ln Pgast + 5 ln Frotat + 6 Idadet + 7 Eficinciat + u t

Equao 3: Perodo 1988 a 2005. Essa equao se diferencia da 1 pela incluso da varivelCGNV e possibilita analisar o comportamento das elasticidades na presena de mais uma

alternativa de combustvel substituto gasolina. Por outro lado, o nmero de observaes frente ao nmero de variveis explicativas compromete um tanto a validade dos resultados.

Embora um reduzido nmero de observaes comprometa a validade estatstica, muitos autores brasileiros tambm tiveram o mesmo problema devido a indisponibilidade de dados.

39

Assim, Azevedo (2007), Alves (2003), Burquinst (2000), Nappo (2007), Roppa (2005) utilizaram, respectivamente, 54 (base mensal), 15, 25, 144 (base mensal) e 24 observaes.

Equao 3.1: Estimao com CGNV ..

ln Cgast = 0 + 1 ln Y t + 2 ln Pgast + 3 Dflext ln Pgast + 4 ln Palct + 5 ln Frotat + 6 Idadet + 7 Eficinciat + 8 ln CGNVt + u t

Onde:CGNVt = Consumo anual per capita de GNV (em m3 /pessoa). Fonte: MME.

Equao 3.2: Estimao sem CGNV .ln Cgast = 0 + 1 ln Y t + 2 ln Pgast + 3 Dflext ln Pgast + 4 ln Palct + 5 ln Frotat + 6 Idadet + 7 Eficinciat + u t

Equao 4: Perodo 1993 a 2005.

Equao 4.1: Estimao com CGNV .

ln Cgast = 0 + 1 ln Y t + 2 ln Pgast + 3 Dflext ln Pgast + 4 ln Palct + 5 ln Frotat + 6 Idadet + 7 Eficinciat + + 8 ln CGNVt + u t

Onde:CGNVt = Consumo anual per capita de GNV em gasolina equivalente (m3 /pessoa). Fonte:

Petrobrs.

Equao 4.2: Estimao sem CGNV .ln Cgast = 0 + 1 ln Y t + 2 ln Pgast + 3 Dflext ln Pgast + 4 ln Palct + 5 ln Frotat + 6 Idadet + 7 Eficinciat + u t

40

5.2

RESULTADOS

A seguir, sero apresentados os resultados das etapas restantes do mtodo de cointegrao descritas no captulo 4: estimao da equao de cointegrao e estimao do MCE. O teste ADF dos resduos das regresses e os testes de Breusch Godfrey LM e White para a correlao serial e homocedasticidade dos resduos encontram-se nos apndices B (para as regresses com dados anuais sem o Preo do lcool e eficincia), C (para as regresses com dados anuais sem o Preo do lcool, eficincia e frota), e D (para as regresses com dados anuais sem o Preo do lcool, eficincia, Frota e Dflex).

A 2 etapa do mtodo de cointegrao consiste em estimar os modelos economtricos propostos no item 5.1 pelo mtodo dos Mnimos Quadrados Ordinrios e verificar a presena ou no de raiz unitria nos resduos dessas regresses. A tabela 7 apresenta os resultados dessas regresses com os coeficientes e os respectivos p-valores.

Tabela 7 - Resultados das Regresses de Cointegrao com Dados AnuaisEquao 1(*) Equao 2(*) Equao 3.1(*) (1980 a 2005) (1970 a 2005) (1988 a 2005) Varivel Coeficiente P-valor Coeficiente P-valor Coeficiente P-valor C -11.68087 0.0133 -7.671090 0.1871 -14.15561 0.3859 ln Yt 0.551308 0.1272 0.832646 0.1075 -0.622341 0.0399 ln Pgast 0.037156 0.7146 -0.293362 0.0004 -0.239210 0.0018 Dflex*ln Pgast -0.002544 0.6901 0.007757 0.4555 -0.010054 0.1496 -0.162152 0.1078 -0.022276 0.7372 ln Palct ln Frotat -1.105664 0.0295 0.086691 0.7739 2.207908 0.4247 Idadet -0.119393 0.0001 -0.117726 0.0000 -0.126729 0.1490 Eficinciat 0.325255 0.0004 0.013303 0.7974 -0.717990 0.5126 ln CGNVt MME 2.698151 0.3597 ln CGNVt Petrobrs R2 Ajustado 0.967669 0.943023 0.993325 Estat. Durbin-Watson 1.287892 0.753919 1.266993 (*)Newey-West HAC Standard Errors & Covariance Equao/Perodo

41

Equao 3.2 Equao 4.1 Equao 4.2 (1988 a 2005) (1993 a 2005) (1993 a 2005) Varivel Coeficiente P-valor Coeficiente P-valor Coeficiente P-valor C 3.501867 0.3843 -1.689696 0.8078 10.30671 0.3114 ln Yt -0.702627 0.0225 -0.000870 0.9989 -0.182669 0.8627 -0.264625 0.0180 -0.089521 0.5335 -0.249619 0.2847 ln Pgast Dflex*ln Pgast -0.008002 0.3237 -0.006839 0.3899 -0.007734 0.5515 ln Palct -0.005830 0.9488 -0.075657 0.3895 -0.045579 0.7460 -0.079926 0.8271 0.618390 0.6977 2.034188 0.4387 ln Frotat Idadet -0.051230 0.0661 -0.003343 0.9387 -0.049541 0.4831 0.239858 0.0451 0.158985 0.7562 -0.400663 0.6216 Eficinciat ln CGNVt MME ln CGNVt Petrobrs -0.071411 0.0312 0.993291 0.989520 0.969403 R2 Ajustado Estat. Durbin-Watson 1.630041 2.801631 1.153018 (*)Newey-West HAC Standard Errors & Covariance Equao/PerodoOBS: Em verde: Variveis com sinais contrrios aos esperados.


Podemos observar na tabela que todas as regresses possuem elevados R2 Ajustados, indicando um bom ajuste dos modelos. Os coeficientes estimados relativos varivel Idadet mostraram-se estatisticamente significativos e com sinal esperado na maioria das equaes ao nvel de 7%, exceo das equaes 4.1 e 4.2, onde apenas o coeficiente de ln CGNVt significativo. Os resultados dessas equaes foram prejudicados devido falta de observaes vis a vis o nmero de variveis explicativas, ocasionando uma reduo nos graus de liberdade e comprometimento dos resultados.

Os coeficientes estimados relativos varivel ln Pgast mostraram-se estatisticamente significativos e com sinal esperado na metade das equaes ao nvel de 2%, no sendo significativas as equaes 4.1, 4.2 e 1. J os coeficientes estimados relativos varivel lnPalct no foram significativos e apresentaram sinal contrrio ao esperado em todas as

equaes. A razo destes resultados um problema de multicolinearidade entre os preos do lcool e da gasolina. A alta correlao entre esses preos decorre da regulamentao que regia a poltica de preos desses combustveis no Brasil at final de 2001. Os preos eram fixados pelo governo, de forma que o preo do lcool acompanhasse os preos da gasolina, que por 42

sua vez era influenciado pelo mercado internacional. Assim, o preo da gasolina que influenciava o preo do lcool, por conseguinte, a varivel preo do lcool no seria determinante para explicar o consumo de gasolina, explicando os resultados encontrados nas regresses da tabela 7.

Os coeficientes das variveis ln Yt, ln Frotat e Eficinciat quando foram estaticamente significativos no apresentaram o sinal esperado ou no eram significativos e nem apresentaram o sinal esperado. Os coeficientes da varivel Dflex*ln Pgast no foram estaticamente significativos em nenhuma regresso. No entanto, as tabelas 12 e 14 mostram que essa mesma varivel foi estaticamente significativa em todas as regresses com base de dados mensal. Esse comportamento se deve ao fato de que as vendas de veculos flex recente, consequentemente ele no e expressivo num longo espao de tempo representado pelo perodo das regresses anuais, mas se torna importante se analisarmos o perodo recente, caso do perodo das regresses de base mensal.

A razo dos coeficientes da varivel Eficinciat no terem sido significativos ou no apresentarem o sinal esperado que ela mantm uma relao com a varivel Idadet. Como vimos no grfico 7, a eficincia mdia de vendas de veculos a gasolina no Brasil aumentou a partir de 1975 at aos dias atuais. Isso significa que os carros novos incorporados a frota total foram mais eficientes ao longo do tempo, de forma que quanto menor a idade mdia da frota total, maior seria a eficincia mdia dessa frota. Assim, a varivel Idadet estaria captando o efeito da eficincia sobre o consumo de gasolina.

A relao entre os preos da gasolina e do lcool e entre a idade mdia e eficincia da frota podem ser testados estatisticamente pelo teste de causalidade de Granger, que avalia a relao de precedncia entre as variveis, analisando quanto os valores passados de uma srie (xt) so 43

teis para predizer os valores futuros de outra srie (yt), depois dos valores passados de yt terem sido descontados (Wooldridge, 2003).

Como podemos observar na tabela 8, o Teste de Causalidade de Granger mostrou que o preo da gasolina Granger-causa o preo do lcool, mas o preo do lcool no Granger-causa o preo da gasolina e que a idade mdia da Frota Granger-causa a eficincia dessa frota e viceversa. Diante desses resultados, as variveis Eficinciat e ln Palct foram excludas das regresses e os novos resultados so apresentados no Apndice B.

Tabela 8 - Teste de Causalidade de Granger - Sries Anuais

Pairwise Granger Causality Tests Sample: 1970 2005 Lags: 6 Null Hypothesis: ln Palct does not Granger Cause ln Pgast ln Pgast does not Granger Cause ln Palct Null Hypothesis: Idade does not Granger Cause Eficincia Eficincia does not Granger Cause IdadeFonte: Elaborao Prpria

Obs 20

F-Statistic 1.85740 5.96490 F-Statistic 4.68146 3.44307

Probability 0.21829 0.01671 Probability 0.00551 0.02064

Obs 30

Embora os resultados, em geral, tenham melhorado em termos de significncia, os coeficientes da varivel ln Yt continuaram no sendo estaticamente significativos ou no apresentando o sinal esperado, exceo da equao 2, que passou a ser significativo e possuir sinal correto.

Uma possvel razo para a no significncia de uma varivel importante como o PIB per capita para a explicao do consumo de gasolina per capita seria a alta correlao entre a frota per capita e essa varivel, como demonstra a tabela 9. 44

Tabela 9 - Correlao do PIB Per Capita e da Frota a Gasolina Per Capita no Perodo 1970 a 2005 LYCAPITA05 LFGASPETRO Fonte: Elaborao Prpria LYCAPITA05 1.000 0.823 LFGASPETRO 0.823 1.000

Nesse caso, a frota per capita aumentaria principalmente em funo do aumento da renda per capita no longo prazo, de forma que se deve incluir uma ou outra varivel para captarmos o efeito da renda no consumo de gasolina per capita. Esse procedimento foi utilizado por Bentzen (1994), que optou pela incluso da frota per capita. As regresses estimadas na tabela 7, substituindo-se o PIB per capita pela frota per capita e excluindo-se a eficincia e o preo do lcool, podem ser encontradas no apndice E. Os resultados das regresses utilizando a frota per capita em substituio ao PIB per capita tambm apresentam elevados R2 ajustados e a maioria dos coeficientes significativos e com o sinal esperado. No entanto, nesta dissertao ser utilizado o PIB per capita, a fim de calcularmos a elasticidade-renda da demanda de gasolina e compar-la s elasticidades-renda calculadas em outros estudos brasileiros e internacionais.

No Apndice C se encontram os resultados das regresses excluindo-se tambm a varivel frota per capita. H tambm os resultados dos testes de autocorrelao e homocedasticidade dos resduos, teste ADF dos Resduos e Modelos de Correo de Erro das regresses com dados anuais sem o preo do lcool, eficincia e frota per capita.

Analisando os resultados das regresses que excluem tambm a varivel frota per capita (Apndice C) em conjunto, observamos que as equaes 1, 2, 3.2 e 4.2 possuem as mesmas variveis, apenas sendo estimadas em perodos distintos e que a maioria dos resultados dos coeficientes, que antes eram significativos nas equaes 1 e 2, passam a no ser nas equaes

45

3.2 e 4.2. Essa perda de significncia provavelmente causada pela falta de observaes, indicando que os resultados das equaes 3.1 a 4.2 devem ser vistos com certa cautela.

Por esta razo, as equaes 4.1 e 4.2 foram reestimadas apenas com variveis explicativas que foram significativas, caso da Idadet; e essenciais para explicar o consumo de gasolina, caso do preo desse combustvel. Tambm foi mantido o consumo de GNV como varivel explicativa, pois obter os resultados dessa varivel o motivo de estimarmos as equaes nesse curto perodo. Em relao s demais equaes, foi excluda a varivel Dflex*ln Pgast pelo fato de no ser significativa. Os resultados encontram-se na tabela 10.Tabela 10 - Resultados das Regresses de Cointegrao com Dados Anuais sem o Preo do lcool, Eficincia, Frota e DflexEquao 1(*) Equao 2(*) (1980 a 2005) (1970 a 2005) Varivel Coeficiente P-valor Coeficiente P-valor C -12.48386 0.0003 -10.48980 0.0000 1.340072 0.0002 1.134055 0.0000 ln Yt -0.292188 0.0003 -0.296994 0.0000 ln Pgast Idadet -0.122324 0.0000 -0.128557 0.0000 ln CGNVt MME ln CGNVt PETRO R2 Ajustado 0.932936 0.941721 Estat. Durbin-Watson 0.742480 0.736451 (*)Newey-West HAC Standard Errors & Covariance Equao/PerodoEquao/Perodo

Equao 3.1(*) (1988 a 2005) Coeficiente P-valor -7.407014 0.0288 -0.363715 0.0540 -0.124021 0.0274 -0.121301 0.0000 0.846138 0.0001 0.990885 1.408250

Equao 3.2(*) Equao 4.1(*) Equao 4.2 (1988 a 2005) (1993 a 2005) (1993 a 2005) Varivel Coeficiente P-valor Coeficiente P-valor Coeficiente P-valor C 2.048727 0.5921 -0.749846 0.1451 -0.837263 0.0004 ln Yt -0.294337 0.4708 ln Pgast -0.043147 0.3965 -0.040380 0.7115 -0.020978 0.5438 Idadet -0.150870 0.0000 -0.142795 0.0000 -0.144472 0.0000 ln CGNVt MME ln CGNVt PETRO 0.003893 0.8326 0.981587 0.967841 0.970845 R2 Ajustado Estat. Durbin-Watson 1.160911 1.578114 1.573746 (*)Newey-West HAC Standard Errors & CovarianceOBS: Em verde: Variveis com sinais contrrios aos esperados.


46

Ao fazermos estas modificaes, o coeficiente da varivel ln Yt passou a ser significativo e manter o sinal esperado nas equaes 1 e 2, manteve a significncia e o sinal contrrio ao esperado na equao 3.1 e manteve sinal contrrio ao esperado, mas deixou de ser significativo na equao 3.2.

Os coeficientes da varivel Idadet passaram a ser significativos e apresentar o sinal esperado em todas as equaes. Os coeficientes da varivel ln Pgast mantiveram o sinal esperado e significncia nas equaes 2 e 3.1, mas passou a ser no significativo em 3.2. Na equao 1,ln Pgast mantm o sinal esperado e passa a ser significativa, enquanto que nas equaes 4.1 e

4.2 ela mantm a no significncia e o sinal esperado. Devemos considerar a equao 3.1 possui o mesmo perodo da equao 3.2, portanto, a incluso da varivel ln CGNVt torna o coeficiente da varivel ln Pgast significativo.

Os resultados da varivel ln CGNVt mostraram-se sensveis ao perodo estimado e fonte de dados, sendo significativo, mas com sinal contrrio ao esperado na equao 3.1 e no significativo na equao 4.1. Novamente, aqui os resultados parecem ser afetados pelas poucas observaes relativamente ao numeras de variveis inclusas.

No Apndice D encontram-se os resultados para os testes de Breusch Godfrey Lagrange Multiplier e White para a correlao serial e homocedasticidade dos resduos, respectivamente; bem como o teste ADF dos resduos das regresses estimadas na tabela 10.

O MCE, tal qual o modelo de longo prazo, tambm apresentou um bom ajuste, representados pelos elevados R2 Ajustados. Os resultados do MCE so apresentados na tabela 11.

47

Tabela 11 - Resultados dos Modelos de Correo de Erros com Dados Anuais sem o Preo do lcool, Eficincia, Frota e DflexEquao/Perodo Equao 1(*) (1980 a 2005) Coeficiente P-valor 0.008148 0.3764 0.747161 0.0137 -0.122555 0.0825 -0.118422 0.0000 Equao 2(*) (1970 a 2005) Coeficiente P-valor 0.006461 0.4460 0.691584 0.0009 -0.175723 0.0012 -0.127199 0.0000 Equao 3.1(*) (1988 a 2005) Coeficiente P-valor 0.015013 0.7502 -0.523480 0.1834 -0.119422 0.0606 -0.092360 0.0001 0.425386 0.8809 0.0186 0.861165 1.761728

Varivel C D(ln Yt) D(ln Pgast) D(Idadet) D(ln CGNVt MME) D(ln CGNVt PETRO ) Resduo(-1) -0.413958 0.0077 -0.385170 R2 Ajustado 0.753445 Estat. Durbin-Watson 1.909008 (*)Newey-West HAC Standard Errors & CovarianceEquao/Perodo

0.0052 -1.006950 0.740283 1.595016

Equao 3.2(*) Equao 4.1(*) Equao 4.2 (1988 a 2005) (1993 a 2005) (1993 a 2005) Varivel Coeficiente P-valor Coeficiente P-valor Coeficiente P-valor C 0.015337 0.0496 0.020763 0.2606 0.005442 0.6203 -0.334293 0.1838 D(ln Yt) D(ln Pgast) -0.132633 0.0364 -0.038610 0.6596 -0.049997 0.5850 D(Idadet) -0.111732 0.0000 -0.114119 0.0007 -0.118698 0.0004 D(ln CGNVt MME) D(ln CGNVt PETRO ) -0.037434 0.3004 Resduo(-1) -0.524045 0.0484 -0.652931 0.1688 -0.872264 0.0528 R2 Ajustado 0.845111 0.872825 0.860384 Estat. Durbin-Watson 1.986794 2.042539 1.547160 (*)Newey-West HAC Standard Errors & CovarianceOBS: Em verde: Variveis com sinais contrrios aos esperados.


Os coeficientes estimados relativos varivel Idadet mostraram-se estatisticamente significativos e com sinal esperado em todas as equaes ao nvel de 1%%. Os coeficientes estimados relativos varivel ln Pgast mostraram-se estatisticamente significativos e com sinal esperado tambm na maioria das equaes ao nvel de 9%, exceo das equaes 4.1 e 4.2.

Os coeficientes da varivel ln Yt foram estaticamente significativos e apresentaram o sinal esperado nas equaes 1 e 2, enquanto que nas equaes 3.1 e 3.2 eles no apresentaram o

48

sinal esperado, mas tambm no foram significativos, tal quais os resultados encontrados no longo prazo5.

Analisando as regresses em conjunto, observamos que os resultados da equao 3.2 diferiu dos resultados das equaes 1 e 2, sendo que todas possuem as mesmas variveis, indicando que os primeiros resultados foram prejudicados pela falta de observaes. Em relao s equaes 4.1 e 4.2, alm delas possurem poucas observaes, no foi possvel incluir todas as variveis explicativas.

Dessa forma, os valores das elasticidades-preo e renda mais confiveis seriam os estimados pelas equaes 1 e 2, que so muito prximos em valor absoluto. Um aumento de 10% na renda per capita e no preo da gasolina acarretaria um aumento de 13,4 a 11,3% e uma diminuio de 2,9% no consumo de gasolina per capita, respectivamente, no longo prazo. Assim, o consumo de gasolina seria mais elstico renda do que ao preo no longo prazo. A varivel Idadet tambm foi significativa e com valores dos coeficientes bastante prximos entre as equaes 1 e 2. Os resultados demonstram que um aumento de um ano na idade mdia da frota acarretaria uma diminuio no consumo de gasolina per capita de aproximadamente 12%.

Considerando os resultados das equaes 1 e 2 do MCE, as elasticidades renda e preo tambm apresentaram resultados muito prximos em valor absoluto. Segundo eles, um aumento de 10% na renda per capita e no preo da gasolina acarretaria aproximadamente um aumento de 7,5 a 6,9% e uma diminuio de 1,2 a 1,7% no consumo de gasolina per capita, respectivamente. Assim, o consumo de gasolina seria mais elstico renda do que ao preo tambm no curto prazo.5

ln Yt na equao 3.1 do longo prazo foi significativa.

49

Comparando-se os resultados, podemos observar que as elasticidades-preo e renda so maiores no longo do que no curto prazo, o que era esperado, uma vez que os hbitos de consumo levam algum tempo para reagir s alteraes de preo e renda. No entanto, em ambos os casos, a gasolina C apresenta elasticidades menores ou prximas a um, podendo ser caracterizada com um bem inelstico.

A varivel Idadet no apresentou grandes alteraes em seus resultados de curto e longo prazo. Ela foi significativa e com valores dos coeficientes bastante prximos entre as equaes 1 e 2, demonstrando que o aumento de um ano na idade mdia da frota acarretaria uma diminuio no consumo de gasolina per capita de aproximadamente 12%, mesmo resultado apontado no longo prazo.

Como vimos neste captulo, os modelos propostos inicialmente sofreram modificaes devido aos resultados encontrados. Assim, o preo do lcool no foi indicado como uma boa varivel explicativa do consumo de gasolina, dado que este acompanhava o preo da gasolina nos anos anteriores a 2002.

Da mesma forma, os resultados indicam que a influncia da eficincia sobre o consumo de gasolina captada pela varivel idade, dado que os carros novos incorporados frota so mais eficientes, havendo, portanto, uma relao entre elas. Tambm a varivel frota per capita se mostrou relacionada com o PIB per capita, uma vez a 1 varivel aumentaria em funo do aumento da renda per capita no longo prazo.

Em funo destes resultados, as variveis preo do lcool, eficincia e frota foram excludas dos modelos. A varivel Dflex*ln Pgast foi excluda das regresses anuais em funo de sua no significncia, provavelmente devida ao fato das vendas de veculos flex serem um fato 50

recente e no serem expressivas no espao de tempo considerado nas regresses anuais. Portanto, os resultados obt

Documents

A Demanda de Gasolina Automotiva