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--~--~-- - --- ---------
• N9 99
UM TEMA REVISITADO: A RESPOSTA DA PRODUÇÃO
AGRíCOLA. AOS PRECOS NO BRASIL
Fernando de Holanda Barbosa Fern~ndo da Silva Santiago
- 1987 -
i· I
UM TEMA REVISITADO: A RESPOSTA DA PRODUCÃO
AGRíCOLA AOS PRECOS NO BRASIL
1. Intro"dução
Fernando de Holanda Barbosa*
Fernando da Silva Santiago**
A resposta da produção agrícola aos. preços nos paí-
ses latino-americanos, e nos países subdesenvolvidos em geral,
foi um tema controverso na década dos 50, e na primeira meta-
de da década dos 60.
Argumentava-se na epoca que a agricultura desses
países não responderia aos estímulos de preços nas decisões
de produção. A razão para este tipo de comportamento estaria
na estrutura fundiária, caracterizada por uma elevada concen-
tração de latifúndios improdutivos e por um grande número de
manifúndios dedicados à agricultura de subsistência. Aliado
a esta estr~tura, o fato presumido de que os agricultoresdes-
ses países não alocavam seus recursos de modo eficiente, em
virtude do estágio de desenvolvimento tecnológico . bastante
primitivo ere que se encontravam, contribuiria para a falta de
resposta da produção agrícola aos preços.
Na América Latina, os economistas estruturalistas
apontavam para esta possível falha dos mercados agrícolas co-
mo uma das cuasas que explicaria o processo inflacionário crê-
* Escola de Pôs-Graduação em Economia da Fundação Getúlio Vargas, e Departamento de Engenharia da Produção da UFF.
** Centro de Estudos Agrícolas, IBRE,da Fundação Getúlio Vargas.
, .J .. ," .2'.)
nico das economias da região.
As primeiras pesquisas que procuraram investigar
esta questão no Brasil, aLgumas delas resenhadas ~m Barbosa
(1985), verificaram que a evidência empírica existente nao
corroborava a hip6tese de que o agricultor seria insensível
aos preços, nas suas decisões de quando e como produzir.
Este trabalho tem como objetivo apresentar uma re-
senha, e também uma avaliação crítica, da literatura econô-
mica brasileira mais recente - nos últimos de~ anos - que
estuda a resposta da produção agrícola aos preços.
As pesquisas que procuram investigar como o pro-
dutor agrícola reage às variações de preços têm sido rea-
lizadas a partir da es?ecificação e estimação de equações de
oferta agrícola. Progressos recentes na teoria da dualida-
de possibilitam que este tema seja, também, abordado de um
ingulo diferente, a partir da função de lucro. A segunda
seção deste trabalho apresenta uma resenha de alguns proble-
mas de especificação ecbnométrica que surgem no estudo da •
oferta agrícola.
A evidência empírica existente aqui no Brasil, e
para outros países, tem chegado à conclusão de que para pnr
dutos individuais o agricultor responde substancialmente aos
incentivos de preços, enquanto para o setor agrícola como
um todo, a influência do preço relativo, embora presente, é
bastante pequena. A terceira seção deste trabalho procura
investigar se essas conclusões são confirmadas em trabalhos
recentes sobre a economia agrícola brasileira.
A quarta e última seçao sumaria as principais con-
clusões deste trabalho.
-- --- ---------c-------------------------------
·.3.
,.) " ! , .'
2. A Oferta Agrícola
O estudo da resposta da produção agrícola aos incen-
tivos de preços tem se baseado na teoria da empresa em concor-
rência perfeita. O agricultor, mesmo que seja um latifundiário,
não tem, em geral, condições de afetar os preços dos produtos que
veooe e dos insumos que compra. Na época do plantio, quando·o agri
cultor tem que tomar a decisão de quanto plantar,- o preço do pro-
duto não é conhecido, e nem sempre existem mercados futuros aonde
ele possa vender antecipadamente sua produção. A decisão do pro-
'dutor depende do preço que ele antecipa para seu produto. Porta~
to, a formulação de hipóteses sobre a determinação do preço espe-
rado pelo agricultor é um ponto fundamental no estudo da oferta
agrícola.
O· preço mínimo e as condições de crédito, seja no que
diz respeito a disponibilidade quanto ao preço do mesmo, podem afe
tar, também, a decisão do agricultor. Problemas conceituais e prá-•
ticos têm que ser resolvidos para se averiguar até que ponto essas
duas variáveis afetam a quantidade produzida. A seguir, procurare
mos .analisar alguns problemas envolvidos· na especificação da equa-
çao de oferta agrícola, começando com o modelo de Nerlove(1956) ,que
se tornou um clássico na literatura, e que, até hoje, continua a
ser usado como um marco de referênci~ em várias pesquisas sobre o
assunto.
•. 'i.
• ') ';:,; I}
2.1. O MedeIo' de Nerlove
O modelo de Nerlove de oferta de produtos agrícolas
consiste em três equações. A primeira é a equação da oferta a
grícola desejada:
onde a, B e y sao parâmetros, p~ é o preço esperado do pro
duto agrícola para o período t no teríodo t-l, quando ele plan
ta, Zt é um vetor que contém entre seus elementos, os preços
dos insumos, os preços esperados dos produtos substitutos e
complementares na produção, e outras variáveis que possam in
fluenciar a decisão do agricultor. O termo €t representa uma
variável estocastica, cujas propriedades devem ser especifica-
das para que se possa estimar de modo adequado os parâmetros do
modelo.
d A quantidade que o agricultor deseja produzir, qt
pode divergir da quantidade efetivamente produzida em virtude • de custos de ajustamento na realo~ação de fatores de produção.
A segunda equação do modelo de Nerlove supõe um processo de
ajustamento parcial entre as quantidades produzida e desejada,
de acordo com:
l-ô
l-ôL
d qt ' O ~ ô. < 1
O parâmetro de ajustamento ô está compreendido entre zero e um,
e L é o operador de defasagem (LX t = Xt - l ) . Quando o parâmetro ô
e igual a zero, a produção efetiva e a desejada sao iguais.
. • 5 •
) "
A terceira equaçao do modelo de Nerlove é dada pelo
mecanismo de expectativa adaptada, que pode ser descrito pela
seguinte expressão:
e l-À Pt = l-ÀL Pt-l' O ~ À < 1
o coeficiente de adaptação Àestá, também, compreendido entre ze
ro e um. Quando ele é igual a zero, a expectativa é do tipo es
tática, pois o produtor espera que o preço do-período t-l se re
pita no período t.
A combinação dessas três equaçoes fornece a forma re
duzida do modelo de Nerlove:
+ fHl-À) (1-0) Pt-l + Y (l-t'» Zt
•
onde u t = (1-0) Et.
Esta equaçao foi estimada em diversos estudos no Bra
sil, alguns dos quais estão resenhados em Barbosa (1985). As es
pecificações variavam quanto a variável de oferta, alguns usa-
vam a área plantada ou colhida, e outros a quantidade produzida.
O argumento para se usar a área plantada é de que a quantidade
produzida depende de condições climáticas e de prazos que afe
~am a lavoura, e que, portanto, a produção pode sofrer flutua
ções que não seriam captadas pelas variáveis explicativas in-
·6 .
.' ;.
cluídas no modelo. A área colhida apresenta os mesmos percalços
da quantidade produzida. A especificação do vetor Zt depende das
características de cada produto, e muitas vezes da" disponibili-
dade de informações. Alguns dos estudos empíricos incluiram o
tempo t para captar o efeito de variáveis que estariam deslocag
do a curva de oferta, seja pela incorporação de novas tecnologi-
as ou pela mecanização das lavouras. Pouca atenção nessas pesqui
sas foi dada à especificação do termo estocástico, que pode con
duzir a alguns problemas econométricos na escolha do método es-
tatístico apropriado para a estimação dos parâmetros da equaçao.
Alguns trabalhos admitiram como hipótese mantida que o parâmetro
de expectativa, ou que o parâmetro de ajustamento parcial ou que
aIT~os eram iguais a zero
Na maioria dos trabalhos que usaram como paradigma o
modelo de Nerlove, a despeito da diversidade das especificações
empregadas,cheQ9U-Se à co~clusão de que os produtores agrícolas
reagiam ao incentivo de preços, aumentando a produção quando os
preços subiam _ ~ . I
e diminuindo a produçao em caso contrarlO.
1
•
Alguns desses trabalhos não consideraram os preços dos insumos como variá-veis explicativas na equação de oferta. Em geral, tem-se usado como argumentos desta equação o preço do produto deflacionado por um índice de preços agrícola, ou do preço de um produto substituto na produção, a variável dependente (área ou quantidade) defasada e o tempo. Este tipo de especificação, ao excluir os preços dos insumos, pode estar acarretando tendencios idade nos parâmetros estimados.
.7. i '; _ ' . ,
2.2. A Teoria da Dualidade
A função lucro restrita de urna empresa em concorrên-
cia perfeita é urna função que associa ao lucro máximo da empresa
os preços do produto e dos fatores de produção variáveis, e as
quantidades dos fatores fixos. Ela resulta do seguinte problema
de otimização:
TI = TI{p,r,k,T} = max {pq - rx: q,k,x ET} x
onde p é o preço do produto, r é um vetor de preços dos fatores
de produção variáveis, x é um vetor com as quantidades dos ins~
mos variáveis, q é a quantidade do produto, k é um vetor cujos
elementos são as quantidades de fatores de produção fixos, e T
representa a tecnologia existente.
Aplicando-se o Lema de Hotelling à função lucro ob~_
tém-se as equações de oferta de produto e as equações de deman-
da de fatores. Isto é: •
dTI
dq
dTI
dr. 1
= q (p,r,k,T)
= x. 1
{p,r,k,T}
o comportamento do agricultor com relação às varia-
çoes dos preços do produto e dos insumos variáveis pode ser es
tudada a partir da estimação dos coeficientes da função lucro.
Esta necessita para sua estimação de informações estatísticas 50
·8. 'J •
bre o lucro, os preços do produto e dos insumos variáveis e de
dados sobre a evolução dos fatores de produção fixos.
No longo prazo,quando todos os fatores de produção
sao variáveis, a função lucro depende dos preços dos insumos fi
xos e não das quantidades desses fatores, ou seja:
TI*(p,r,w,T) = max{pq-rx~wk: q,k,x ET}
As equaçoes de demanda de fatores e de oferta de pr~
duto, no longo prazo, serão dadas por
-
-
* dTI --dr.
1-
* dTI --
•
aw. 1-
* dTI
dp
* (p,r,w,T) = x. 1-
k. * (p,r,w,T) = 1-
= q* (p,r, w,T)
As equaçoes de oferta de curto e de longo prazo es
tã.o relacionadas pela seguinte identidade:
q(p,r,k*,T) - q* (p,r,w,T)
A reaçao do agricultor,no longo prazo, às variações
do preço do produto seria igual à sorna de duas parcelas. A pri
meira é a componente. de curto prazo. A segunda parcela mede o
efeito do preço do produto sobre as quantidades dos fatores de
produção fixos. Em símbolos:
+
n
E
i=l
onde n representa o número de fatores de produção fixos.
.9.
Algumas equaçoes que "incluem o tempo como uma proxy
para captar o efeito da evolução dos fatores ?e produção fixos
sobre a quantidade produzida certamente subestimam, no longo
prazo, a importância do preço na decisão de produção do agricul-
toro
Cabe ainda salientar que a literatura econométrica
tem apresentado um bom número de formas funcionais flexíveis que
sao aproximações para a função lucro, como a translog e a função 2
Leontief generalizada ..
•
2 Na literatura brasileira que trata de oferta de produto agrícolas, não existe nenhum trabalho publicado nas principais revistas de economia que tenha empregado a função de lucro para investigar a resposta da produção agrícola aos preços. O trabalho de Zy1berstajnd e Johnson (1985) estuda, a partir de urna função de custo trans10g, as demandas de insumos na produção de algodão, no Estado de são Paulo.
.10.
2.3. Os Preços Mínimos
No modelo de oferta agrícola de Nerlove o preço mí~
nimo, fixado pelo governo para o produto antes da época do
plantio, nao entre como um dos argumentos do modelo. Às ve-
zes, ele é adicionado de uma maneira ad-hoc, substituindo o
preço esperado do produto na equaçao de oferta. Todavia, es-
ta não é a maneira adequada de se tratar o problema. Com efei-
to, a Figura la mostra a função de densidade de probabilidade
do preço do produto; cujo valor esperado é igual a p~. A fi~
xação do preço mínimo pelo governo equivale a truncar-se a
distribuição no valor desse preço, pois o produtor agora sabe
que o preço do produto quando muito será igual ao preço míni-
mo (p ;> p ) min .
A Figura lb) mostra a funcão de densidade de proba-
bilidade da distribuição do preço, depois doestabelecirnento
do preço mínimo. Pode-se demonstrar, Embora seja bastante intúi'-
e ~l
J Antes do Preço Mínimo b) Depois do Preço Minimo
Figura 1. Distribuição de Preço do Produto
.11.
tivo a partir do exame da nova distribuição, que o preço míni-
·mo acarreta duas coisas: i) aumento do preço esperado, que
e e . passa de Po para Pl' e ii)redução da variância do preço, di-
3 minuindo a incerteza do produtor. Consequentemente, o novo
preço esperado passa a ser função do antigo e do preço mínimo:
com ambas derivadas parciais ~ositivas. Se o antigo preço es
perado fosse determinado a partir da história passada, o modé-
lo se completaria com urna equação do tipo:
onde P- l , P-2' indicam os preços nos períodos t-l e t-2. Para
estimar-se um modelo com essas duas equações, as funções f e g
teriam que ser especificadas a partir de uma função de distri-
buição dos preços. Esta tarefa, do ponto de vista algébrico,
nem sempre é fácil, como bem demonstra o trabalho de· Araújo
(1985) .! Ademais, se a oferta agrícola depender da variância
dos preços - diminuindo a incerteza aumentaria a produção -o
preço mínimo afetaria a variância. Esta relação, também, nao
é facilmente colocável sob uma forma algébrica simples.
3 A área assinalada com a letra A, na Figura lb, é igual a área que corresponde a letra B, pois a área debaixo da função de densidade de probabilidade deve ser igual a um.
.12.
2.4. O Crédito Para a Agricultura
A especificação da equaçao de oferta baseada na ma
ximização do lucro do produtor agrícola leva ã inclusão das
variáveis preços dos produtos complementares e substitutos na
produção, dos preços dos fatores de produção, além do próprio
preço do produto. A pergunta que surge naturalmente é corno
avaliar a importância do crédito agrícola na decisão de quan
to produzir do aqricultor. A resposta a esta questãQ, a par
tir do modelo tradicional da empresa em concorrência perfeit~
é de que o crédito agrícola seria um fator de produção e,Dor-- ~
tanto, seu preço seria urna das variáveis explicativas da equ~
ção de oferta. Todavia, corno em geral o crédito agrícola tem
sido concedido a taxas subsidiadas faz-se necessário a cons
trução de uma série estatística que medisse adequadamente as
taxas de juros efetivamente praticadas. Parece, tanto quanto
foi possível para os autores deste trabalho investigar, que
estas informações não são disponíveis atualmente para a eco-
nomia brasileira.
Adernais, há evidências de que existe racionamento do
crédito agrícola. Em outras palavras, o agricultor não se de
fronta corno urna curva de oferta de crédito infinitamente elás-
tica, seja por razões institucionais ou de risco da própria
agricultura. Alguns trabalhos, com base neste tipo de argu-
mento, incluem o valor real do crédito de custeio corno argu
mento da equação de oferta. Do ponto de vista teórico, o mo-
delo da empresa em concorrência perfeita pode ser modificado,
para justificar este tipo de procedimento, adicionando-se à
------------ -------
.13.
restrição de crédito no problema d~ otimização: o agricultor
maximizaria o lucro sujeito às restriçõs tecnológicas e à
restrição de crédito. Quando se admite que o crédito aqríco-
la seria usado na compra de todos ·os insumos variáveis, e a
restrição de crédito é efetiva, chega-se a cqnclusão de
que o preço do produto não afeta a quantidade produzida. Por
outro lado, se· o crédito agrícola for usado apenas na compra
de um subconjunto de fatores de produção variáveis (sementes,
fertilizantes, adubos, etc.) o preço do produto e o crédito
agrícola afetam a decisão de quanto produzir4.·~aliticamente,
-neste caso, a oferta agrícola seria função dos preços do pro-
duto (p) e dos insumos (r), e da quantidade de crédito (Cr). Is-
to é:
q = q (p, r, Cr-, ... )
Esta formulação é bastante geral para abranger as
duas outras possibilidades a oferta agrícola depende do
crédito mas não do preço, e a oferta agrícola responde a pre-
ços mas não varia com o crédito -- como casos particulares.
4 Para demais detalhes acerca dos possíveis canais pelos quais o credito agrícola entra, ou não, corno argumento da equação de oferta agrícola ver Santiago (1986).
) .14.
2.5. A Formação de Expectativas
o preço esperado no mecanismo de expectativa adapta-
da pode ser escrito corno uma média ponderada de última previ-
sao e do valor mais recente da variável:
~ Um aspecto interessante revelado por esta fprmula e
que o mecanismo de expectativa adaptada segue urna equação de
diferenças finitas de primeira ordem. Para analisar-se urna
propriedade importante deste mecanismo suponha-se que a variá-
veo que se deseja prever, a partir de um certo instante, tenha
valor constante: Pt-l = Pt = ... = p. O diagrama de fases da - e
equaçao Pt = À Pt-l +(1 - À)p está representado na Figura 2. A
interseção desta equação com a reta de 45 0 é o ponto de equi-
líbrio, para a qual converge o valor esperado da variável, que
se torna igual a p.
Observe-se, através do diagrama de fases, que o me-
canismo de expectativa adaptada conduz a erros sistemáticos de
previsão. Com efeito, se o valor esperado inicial for igual
a P~ todos os erros de previsão que serão cometidos daí por
diante serão negativos; se o valor esperado inicial fosse igual
a p~ os erros de previsão seriam todos positivos. ~ bast~nte difícil acreditar que um produtor agrícola que usasse tal
mecanismo não aprendesse com a experiência, e continuasse a
cometer erros sistemáticos.
i
I,
I I
p
p
-----~I-
I I I I I
.. . :, .15.
tg8=À
Figura 2. Diagrama de Fases do Mecanismo de Expectativa Adapt~da
Outra propriedade de mecanismos do tipo expectativa
adaptada, em que a previsão da variável é predeterminada, e
que o valor esperado de uma variável endógena que participe
do modelo e o valor previsto desta variável pelo modelo sao,
em geral, diferentes.
A hipótese de expectativas racionais, introduzida
por Muth (1961), rejeita essas incoerências dos mecanismos
baseados na extrapolação de história passada, ao admitir que
o valor esperado de uma variável e igual à esperança matemá
tica da mesma, condicionada pela informação disponível no mo-
mento em que a previsão é feita. Isto e:
.: j .! ',:,: .~ .16.
onde a letra E indica a esperança matemática, e It
-l
o con
junto de informações disponiveis no periodo t-l. O principio
básico da expectativa racional é de que o valor subjetivo de
expectativa dos agentes econ6micos (e.g. p:> é igual ~ espe
rança matemática, da distribuiç~o condicionada pela informa-
ç~o disponivel, da variável re.g. E(Pt/1t-l)] no modelo eco
n6mico no qual ele e uma variável endógena.
Num modelo econ6mico qualquer, as variáveis que de-
le participam podem ser classificadas em endógenas e exógenas.
As variáveis endógenas s~o explicadas pelo modelo, enquanto as
exógenas são determinadas fora do modelo. As variáveis exóge-
nas são as variáveis que movem o modelo, no sentido de que
sao suas variações que acarretam mudanças nas variáveis endó
genas.. Na hipótese de expectativas racionais, as previsões
das variáveis endógenas, que entram como argumento no modelo,
dependerá d6s valores esperados das variáveis exógenas, com a
informação disponivel no momento ·em que as previsões s~o fei
tas. Haverá, portanto, necessidade de se explicitar, nos mo-
delos que adotam a hipótese de expectativa racional, o pro-
cesso pelo qual as variáveis exógenas s~o determinadas.
Apesar dos exemplos usados por Muth em seu artigo
serem provenientes da agricultura, não houve, aqui no Brasil,
trabalhos publicados nas principais revistas de economia que
incorporassem essa idéia seminal nas pesquisas que tratam da
resposta do produtor agricola aos incentivos de preços.
--- --------------------------------
.17.
Cabe aqui mencionar que em modelos com expectativas
racionais, pelo menos do ponto de vista formal, fica bastante
fácil averiguar a importância do preço minimo na produção
agricola, pois este preço faz parte do conjunto de inf0rma
ções da agricultor. Com efeito, a esperança matemática con-
dional do preço do produto seria dada por:
* onde I t - l representa as demais informações disponiveis para
o agricultor no momento t-l. Este valor é a esperança mate-
mática de uma distribuição truncada, como já foi comentada
anteriormente .
•
. I
-------------------------~-----------------------------------------------------.
.18.
3. A Resposta da Produção Agrícola: Evidência Empírica
Os trabalhos que procuram investigar a resposta do
agricultor ao incentivo .de preços podem ser clas?ificados em
duas categorias: i) aqueles que se dedicam ao estudo de prod~
tos individuais, e ii) os que tratam do setor agrícola como
um todo. Na primeira parte desta seção apresentamos uma amos
tra de resultados obtidos em pesquisas recentes para alguns
produtos agrícolas .. Infelizmente, não foi possível aos auto
res deste artigo encontrar trabalhos publicados que examinas
sem a questão da resposta da oferta agrícola aos preç~s do
ponto de vista agregado. Para suprir e'sta lacuna, apresentamos
na segunda parte desta seção alguns resultados de estimativas
que realizamos ao nível agregado para as lavouras de consu
mo interno e de exportação.
3.1. Evidência Empírica Para Alguns Produtos
A Tabela 1 apresenta os resultados Qbtidos por di
versos autores - Noronha et aI (1978), Santi et aI (1978), Pi
naga et aI (1980) e Luz Sarbosa (1978) - ryara estimativas àa
resposta do agricultor aos incentivos de preços para a laran
ja, o arroz, a cana-de-açúcar e a soja.
No primeiro trabalho foi elaborado um modelo para
reproduzir o funcionamento do mercado de laranja "in natura"
no estado de são Paulo, oara o período 1970-75. O método dos
mínimos quadrados, de dois estágios,foi utilizado para a es
timação dos parâmetros das equações simultâneas de oferta e
demanda. As variáveis da função de oferta, em logaritmos, fo~
~----------------------------------------------~TAB~L~-I.
A RESPOSTA DA OFERTA AGRíCOLA: ALGUNS PRODUTOS
Prod.e Va- Preço de> Preços dos Preç •. Prod. Varo Dep. riávél 08- Produto Insurros substit. Defasada pendente
Quantida-de da 0,855 -0,516 0,115 Laranja __ (2,215)~}I~08) (0,723)
Tendência , Durrmy
Área Plant. de Arroz
0,30 (3,18)
0,90 0,03
Rendirrento ~ ~ 1 .-.g!'lCO a
do Arroz
Rendi.TUP...nto Agrícola da Cana de Açúcar
Ãre", Soja
0,03 (1,35)
4,6810 (2,10)
6,370 (2,32)
0,4999 (0,23)
3,8206 (3,96)
1,3501 (2,00)
0,1458 (3,76)
-0,052 (-0,08)
0,1423 (3,01)
-0,1530 (-3,4)
-0,08 (-2,01)
(7,03) _ (0,83)
1,2xl0-7
. (1,10)
0,08 (2,51)
0,0151 (0,43)
0,.037 (0,88)
0,014 (4,06 )
Dl 0,02 (3,03)
O2-0,04
(-5,00)
Outras Variáveis Precip.Plu- Ren~~-- t Área Plant.
. ~t' u.Llll\::!n o T d Vlorne rlca ou axa e
0,1538 (3,95)
0,176 (3,91)
0,1515 (3,98)
0,1492 (4,03)
0,09 (0,31)
0,0922 (0,63)
0,084 (0,45)
0,0892 (0,63 )
cânbio
-2,20 (-2,47)
0,1746 (2,30)
R2
(D.W.)
0,401 (0,553)
0,95 (-1,13)
0,83 (2,33)
0,7341 (1,428)
0,6376 (1,424)
0,7293 (1,423)
0,7319 (1,414)
0,868 (0,886)
períddo
1970/75
1948/75
1948/75
1948/75
. 1948/75
1960/84 Obs.: Para o arroz, as variáveis independentes cano área plantada, preço do produto, e preços dos produtos substitutos, estão
defasadas de um ano. Na equação de rendimento, o preco do produto está dividido pelo de fertilizantes e as duas variáveis "Dtmnies" correspomem a clima favorável e desfavorável, nesta ordem nas equações referentes à cana-de-açúcar, os preços dos produtos, os rendimentos e os pr~os dos insumos, estão defasados de dois anos (com exceção da 2a. Regressão, cuja dpfasagem é de um ano para esta última variável) .. os números entre parênteses abaixo dos coeficientes são as estatístiças 't" de Stuàent.
FONI'E: lbronha et al (1978), 'Santi et al (1978), Pinava et al (1980), Luz Barbosa (1987). I-'
'"
- --------'
ram assim definidos: quantidade
.20.
ti v,,~G#\~ a.~ t;' o Gf.l·\lL~'Q\l .. llMO~-
iU~H>'\~:~R\O RF .. ~I'U _\1lL101 EC A I .......
mê~ de laranjas "in natura"
-comercializada na capital do estado dê são Paulo, em cem cai-
xas de trinta e dois quilos; média mensal dos preços reais
recebidos pelos citricultores paulistas, em cruzeiros por cai-
xa de quarenta quilos de laranja; média mensal dos preços re-
ais da muda cítrica, em cruzeiros por unidade.
Para o arroz, procurou-se avaliar economicamente as
políticas de preços mínimos e de subsídios aos fertilizantes,
no Brasil, no período de 1953 a 1976. Duas equaç6es foram tes~
tadas. A primeira, na forma exponencial e escala logarítmica.,
correlacionava a area plantada de arroz, medida em hectares por
ano, com: a area plantada defasada de um ano, em hectares; pr~
ço real de arroz, em cruzeiros por tonelada, defasado de um
ano; política agrícola ("dummy")- 1953/62=0 e 1963/72=1, que
tenta medir os efeitos da política de preços mínimos, da polí-
tica de crédito e de outras, fortalecidas a partir de 1963;re~
dimento do arroz por ano, em quilo por hectare. A segunda equ~
çao, que utiliza algumas variáveis na escala logarítmica e ou-
tras na aritmética, mede os rendimentos do arroz, em ~oneladas
por hectare por ano em função do preço real, retardado de um
ano, dos produtos competitivos em cruzeiro por tonelada; -ten-
dência (1953=1, 1954=2 ... ,) i clima favorável ("dummy") sendo
ano favorável=l e ano normal=O; clima desfavorável ("dummy")
sendo ano desfavorável=l e ano normal=O; relação dos preços r~
ais de arroz e fertilizantes, em cruzeiro por tonelada, retar-
dado de um ano.
No caso da cana-de-açúcar, estuda-se resposta de ren
dimento agrícola a mudança de preços da cana-de-açúcar no es
tado do Rio de Janeiro, com dados temporais de 1948-75. A téc-
------------------------ ------------
.21.
nica econométrica utilizada foi dos mínimos quadrados ordiná-
.rios, aplicando-se o modelo nerloviano de retardamento distri
buído. A estrutura do modelo é composta.pela equação de rendi
mento agrícola (variáveis expressas em toneladas por hectare,
no período produtivo), estimada em sua forma logarítmica, teg
do as seguintes variáveis independentes: rendimento agrícola
defasado de dois anos; preço da cana-de-açúcar defasado de
dois anos, expresso em cruzeiros por tonelada; preço de ferti
lizante defasado de um ou dois anos, expresso em cruzeiros por
tonelada; precipitação pluviométrica, expresSa em milímetros,
no período produtivo; tendência.
No estudo de soja, Luz Barb9sa (1978) utiliza-se de
modelos do tipo ARlMA para gerar os valores previstos de pre-
ço internacional de soja e da taxa de câmbio. Na sua pesquisa
ela adota a metodologia das expectativas quase-racionais, de
Nerlove et aI (1979), que é uma aproximação à hipótese de ex-
pectativas racionais. O modelo foi estimado para toda a ~
area
com soja menos as áreas com soja dos estados de Mato Grosso ,
Mato Grosso do Sul, Goiás e Distrito Federal. O períoQo total
de análise (1960-84) foi dividido em 1960-80 e 1960-84, para
permitir juntamente com a divisão do espaço (área total e
área total menos cerrado) a análise do comportamento dos pr~
dutores tradicionais (isto é, mais antigos na indústria) vis-
à-vis dos produtores "novos".
A Tabela 1 contém estimativas de equaçao de rendi-
mento agrícola para o arroz e cana-de-açúcar. O rendimento a-
grícola é obtido dividindo-se a produção pela are a colhida.A
especificação desta equação depende de outras duas outras e
quações, da oferta do produto e da demanda do fator terra, a
·22.
lém das variáveis climaticas e de' outras que sejam relevantes
para explicarem a relação entre a área plantada e a.área co-
lhida do produto em estudo. A evidência.empírica, exceto pa~
ra arroz e para uma das equações de cana-de-açúcar, é de que
o rendimento agrícola é influenciado pelo preço' do produto.
No caso da laranja, da área plantada do arroz e da
soja, os produtores respondem positivamente aos estímulos de
preços de acordo cornos resultados contidos na Tabela 1 • .
Na Tabela 2 encontram-se alguns dos resultados do.
trabalho de Santiago (1986), que averigua a resposta da prod~
ção agrícola, aos estímulos de preços e crédito de custeio.As
observações são do período 1966 a 1983, d~ algumas . cuLturas
teITvorarias em oito estados da Federação, medidas em mil quilos;
os preços recebidos pelos agricultores nos anos imediatamente
anteriores, em cruzeiros por qu~lo; os créditos de custeio, me
didos em mil cruzeiros, nos anos imediatamente anteriores, a-
través das informações do Banco Central e do Banco do Brasil.
As duas variáveis monetárias foram deflacionadas pelos preços
dos insumos agrícolas, a variável "Dummy",. foi empreg.ada para
captar os efeitos dos fatores climáticos adversos.
A equação econométrica esiliada através do método dos
mínimos quadrados pode ser representada da seguinte forma:
Nos casos em que o crédito se constitui numa restri-
çao para um subconjunto de insumos, como já mencionado na se
çao 2.4, ou seja, quando o agricultor usa o crédito para a com
·23 • . '
pra de alguns insumos mas nao todos', o preço e o crédito influ
enciam a sua decisão de plantio. Neste caso, Sf O e yf O, na
equação acima. Se o crédito, entretanto, for usado na co~pra de
todos os insumos, o preço do produto passa a não ter influência
na· decisão do agricultor, que toma apenas o crédito como variá
vel relevante na determinação do plantio. Neste caso, o coefic!
ente do preço na equação acima assume o valor zero (S=O). Na h!
pótese do crédito não ser restrição, o seu coeficiente iguala-se
a zero (y=O), e apenas o preço determinaria a p:r:oduçã.o.
Os coeficientes das regressões da Tabela 2, mostram
que o preço influencia a produção, fato não verificado, apenas,
na quinta equação. O crédito também mostrou-se uma "Jé\:::-iável im
portante com exceção da quarta equação. Nos casos de alternân
cia de influências entre essas duas variáveis, a explicação e~
tá no que foi visto anteriormente: quando o crédito passa a ser
a fonte de recursos mais importante na compra dos insumos, ela
se torna urra variável relevante n;::t decisão db plantio. A frequ~n
cia com que aparece a quantidade defasada influenciando a prod~
ção, mostra quanto o agricultor é lento na sua resposta aos
estímulos de preço e crédito. ~ de se supor que a adoção de tec
nologia mais desenvolvida, estimulada por variáveis econômicas,
resultará em maiores níveis de produção somente dentro de um
tempo relativamente longo, ficando a produção, num prazo mais
curto, altamente correlacionada com a produção anterior.
Apesar da variedade de especificações adotadas, amai
oria das estimativas dasTabela 1 B 2 mostram que o coeficiente
do preço do produto é significativo do ponto de vista estatís
tico, e que, em alguns casos, ele é bastante elevado do ponto
de vista econômico.
Pl:OO. e Var. tependente
ARROZ
FEIJÃO
MILHO
SOJA
Preço do Produto
0,42
(1,53)
0,26
(1,71)
0,50
(1,79)
0,27
(1,40)
0,22
(0,84)
0,90
(2,10)
TABELA 2
FUNÇÃO DE OFERTA AGRíCOLA
Crédito Custeio
0,30
(1,97)
0,21
(5,28)
0,41
(5,22)
0,15
(1,09 )
0,50
(3,12)
0,22
(1,59)
Varo Dep. DefaSada
0,64
(2,05)
0,73
(4,13)
0~49
(3,46)
0,47
(2,42)
Dummy
-0,57
(-3,35)
-0,68
(-2,38) -------~-- - - _._----~--
0,81
1,79
0,75
2,76
0,71
1,72
0,99
1,78
0,98
1,78
0,94
2,il
.24.
Período
1966-83
1966-83
1966-83
1966-83
1966-83
9bs .: Nas duas últimas equações os preços nao estão deflacionados, mas
divididos pelos preços de milho (substituto na produção). A pri
meira, a terceira e a sexta equações referem-se ao Estado do Pa
raná; a segunda e quarta a Santa Catarina, e a quinta a são Pau
lo. Os números entre parênteses abaixo dos coeficientes sao as
estatisticas "t" de Student. Apenas a segunda equação está ex
pressa na escala aritmética, as demais estão na 10gatitmica.
.25.
3.2. Evidência Empírica Ao Nível Agre~ado
Ao lnvés de se estudar a resposta da oferta'agríco-
la agregada aos incentivos de preços, cdmo é bastante usual
na literatura, os resultados qu~ serio apresentado~ a seguir
tratam apenas da lavoura, em virtude das peculiaridades da
pecuária exigirem um enfoque teórico e um tratamento economé
trico com especificidade própria.
Dentro das lavouras, cabe ~inda distinquir as la
vouras de consumo interno e de exportaçio. A divisio entre
esses dois tipos de lavouras seguiu a classificaçio estabele
cida por Mendonça de Barros e Graham (1978).
As lavouras de consumo interno sio as seguintes:
arroz, batata doce (Brasil, exclusive sio Paulo), cebola,fei
jio, mandioca, milho, banana, laranja (Brasil, exclusive são
Paulo), coco (Brasil, exclusive Centro-Sul e sio Paulo), to
mate, batata inglesa, uva e trigo. As lavouras consideradas .
de exportaçio foram as seguintes: cacau (Brasil, exclusive
Centro-Sul e sio Paulo), fumo (Brasil, exclusive sio Paulo) ,
algodio, cana de açúcar, soja (Centro-Sul e sio Paulo), amen
doim (Centro-Sul e sio Paulo), laranja (Sio Paulo) e café.
Para estes dois tipos de lavouras foram construídos índices
de quantum e de preços. Os índices de quantum seguem o cri
tério Laspeyres, com base móvel. Os índices de preço resul
taram da divisio dos índices de valores pelos .índices de
quantum respectivos. A partir de .informações do Banco Cen
tral foram levantadas, também, séries de crédito de custeio
para ambas as lavouras.
A Tabela 3 contém estimativas de várias regressões
para a oferta agrícola da lavoura de consumo interno. Quando
se inclui o preço relativo das lavouras de consumo interno em
relaç~o ãs de exportaçio e o crédito de ~usteio agrícola como
variáveis explicativas, ambas se" mostram significaQtes. A va-
riável dependente defasada quando é acrescentada ã regressao
nio é significativa. Por outro lado, se o crédito agrícola é
retirado da regressão, a quantidade defasada de um per iodo
passa a se~ significante. Porém; quando se inclui o tempo
além das variáveis preço e quantidade defasada," esta última
variável deixa de ser significativa pois o tempo capta todo o
efeito que estava sendo atribuídoã quantidade defasada. A
introduçio do crédito de custeio nas regressões que inclui a
variável tempo, não leva a q~e se aceite a hioótese de que o
crédito é significante ao nível de 5%.
A conclus~o que emerge das regressões para a lavou-
ra de consumo interno é de que a variável preço é significa-o
tiva, qualquer que seja a especificaçio econométrica utiliza-
da.
A Tabela 4 apresenta os resultados de estimativas de
e9uaçoes de oferta para as lavouras de exportaçio. Quando as
variáveis explicativas s~o o preço relativo das lavouras de
exportação em relaçio ãs de consumo interno e o crédito de
custeio agrícola, a variável preço, embora com o sinal corre-
to, não é significativa ao nível de 5%. A inclusão da quan-
tidade defasada nio altera os res~ltados e ela orópria nao ~
e
significativa. A introduçãó da variável temoo faz com que o
crédito de custeio deixe de ser significativo, e a variável
·.!J .27.
TABELA 3
A RESPOSTA DA OFERTA AGRíCOLA: LAVOURA DE CONSUMO INTERNO
ao aI a 2 a 3 a 4 R2 Período
(D.w)
3,6787 0,2938 0,1827 0,80 1969/84 (25,1203) (2,2288) (5,4196) (1,87)
2,9611 0,1982 0,2857 0,1432 0,81 1969/84 (3,6762) (0,9062) (2,1480) (2,5886) (2,31)
1,5739 0,6450 0,3472 0,70 1969/84 (2,1821) (14,0063) (2,2119) (2,41)
4,5297 -0,0833 0,2431 0,0207 0,85 1969/84 (4,3764) (-0,3350) (1,9999) (3,3472) (2,O9)
4,5752 -0,1523 0,2346 0,0787" 0,0157 0,87 1969/84 (4,5997) (-0,6245) (2,0064) (1,4168) (2,2670) (2,23)
3,9635 0,2398 0,0717 0,0130 0,87 1969/84 (23,4762) (2,1110) (1,3536) (2,4834) (2,48)
•
--- - -------------- --~----
,'. ; , . ~ .J (Ia. '. 28 •
TABELA 4
A RESPOSTA DA OFERTA AGRíCOLA: LAVOURA DE EXPORTACÃO .
a aI a 2 a 3 ·a a 5 R2 Período o 4
(D. W)
2,0368 0,2128 0,5663 0,89 1970/84 (7,6572) (1,0344) (8,7753) (1,78)
1,6483 0,1709 0,3430 0,4838 0,90 1970/84 (2,7703) (0,7338) (1,1023) (3,7358) (2,14)
2,8627 0,2133 0,1802 0,0509 0,93 1970/84 (6,7200) (0,8102) (1,0202) (2,2968) (2,60)
3,2820 0,1283 0,0725 0,92 1970/84 (29,1875) (O ,5129) (10,6352) (2,78)
4,7782 -0,4569 0,0073 0,1025 0,94 1970/84 (5,3622) (-1,6908) (0,0303) (5,4329) (2,30)
1,5699 0,6993 0,5273 0,85 1964/84 (1,9066) (4,1913). (1,8440) (2,70)
~~--------------------------
.29.
preço continue com elevado erro padrão. A presença da quantidade defasã":"
da e cb tempo na equação de oferta torna o coeficiente preço pra1:icamen-
te igual a zero, tanto do Donto de vista econômico como do' ponto
de vista estatistico.
Estes resultados para as lavouras de exportação são
bastante desencorajadores para a aceitação da hipótese de
que a oferta agricola desses produtos reage aos incentivosde
preços. Todavia, quando se procura examinar as caracteris-
ticas dos produtos que foram classificados como lavoura de
exportação, observa-se que a maioria são culturas permanen-
tes, e que, portanto, o preço num dado instante do tempo não
deve ser uma variável importante na decisão . do agricul toro
Este preço pontual pode ter um componente transitório nao
desprezivel, enquanto a variável preço que deve afetar a de
cisão do produtor agricola seria o preço permanente do pro-
duto. A última linha da Tabela 4 apresenta os resultados de
uma regressao em que o preço é uma média móvel de quatro pe-•
riodos, deflacionado pelo'indice de custo de vida. Esta re
gressao inclui também como variável explicativa a quantidade
defasada de um periodo. A elasticidade-preço de curto prazo
é igual a 0,5273, significativamente diferente de zero ao
nivel de 5%, e a elasticidade-preço de longo prazo é igual a
1,69. Estes resultados pretendem apenas salientar o ponto
de que a especificação da equação de oferta agricola da la
voura para exportação deve levar em conta a importância das
,culturas permanentes, e de que a regressão que inclui apenas
preços correntes não pode ser tomada a sério na decisão de
-- ----------------
.30.
aceitar ou rejeitar a hipótese de que o preço afeta a decisão
de produzir. Este mesmo argumento invalida os resultados que
são obtidos nos estudos da oferta agrícola agregada. 'Não se
constitui surpresa que muitas vezes se chegue a conclusão de
que a oferta agrícola agregada não responde aos estímulos das
variações dos preços, pois a agregação de culturas premanentes
e temporárias, sem a adequada especificação econométrica, po
de levar a resultados enganosos.
4. Conclusão
As principais conclusões deste trabalho podem ser
sumariadas nos seguintes pontos:
a) No período recente de 1975 até 1986 - o progresso obser-
vado na tecnologia econométrica, sobretudo nos modelos com
expectativas racionais, não foi incorporado de maneirasig
nificativa na literatura brasiieira que procura investigar
a resposta da oferta agrícola aos incentivos de preços.
b) A evidência empírica atualmente existente para produtos in
dividuai~, apesar da variedade das especificações emprega
das nos diferentes estudos, é 'de que, em geral, o agricul
tor reage posi ti vamente às variações dos preços dos produtos.
c) As estimativas que procedemos das equações de oferta agrí
cola agregada, para as lavouras de exportação e de consu
mo interno, nos indica que a quantidade ofertada é infl\.EI1-
ciada de modo significativo pelos preços dos produtos.'
d) As nossas investigações sugerem que se deve examinar com
mais detalhe a hipótese dos estudos agregados não consegui
rem detectar a influência da variável preço, em virtude do
processo de agregação envolver culturas permanentes e tem-
porárias, com características econômicas bastante diversas.
.31·
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52. A ~NDETERMINAÇÃO DE MORGENSTERN - Antonio Maria da Si lveira ~ 1984 (esgotado)
53. O PROBLEMA DE CREDIBILIDADE EM POLfTICA ECONOMICA - Rubens Penha Cysne -1984 (esgotado)
54. U~1A ANALISE ESTATfsTICA DAS CAUSAS DA EMISSÃO DO CHEQUE SEM FUNDOS: FORMULAÇÃO DE UM PROJETO PILOTO - Fernando de Holanda Barbosa, Clovis de Faro e Aloísio Pessoa de Araujo - 1984
55. POLfTICA MACROECONOMICA NO BRASIL: 1964-66 - Rubens Penha Cysne - 1985 -(esgotado)
56. EVOLUÇÃO DOS PLANOS BAslCOS DE FINANCIAMENTO PARA AQUISiÇÃO DE CASA PROPRIA DO BANCO NACIONAL DE HABITAÇÃO: 1964-1984 - Clovis de Faro - 1985 (esgotado)
57. MOEDA INDEXADA - Rubens P. Cysne - 1985 (esgotado)
58. INFLAÇÃO E SALARIO REAL: A EXPERltNCIA BRASILEIRA - Raul José Ekerman -1985 (esgotado)
59. O ENFOQUE MONETARIO DO BALANÇO DE PAGAMENTOS: UM RETROSPECTO - Valdir Ramalho de Melo - 1985 (esgotado)
60. MOEDA E PREÇOS RELATIVOS: EVIDtNCIA EMPfRICA - Antonio SaLazar P. Brandão·-1985 (esgotado)
61. INTERPRETAÇÃO ECONOMICA, INFLAÇÃO E INDEXAÇÃO - Antonio Maria da Silveira -1985 (esgotado)
62. MACROECONOMIA - CAPrTULO I - O SISTEMA MONETARIO - Mario Henrique Simonsen e Rubens Penha Cysne - 1985 (esgotado)
63. MACROECONOMIA - CAPrTULO I I - O BALANÇO DE PAGAMENTOS - Mario Henrique Simonsen e Rubens Penha Cysne - 1985 (esgotado)
64. MACROECONOMIA - CAPrTULO III - AS CONTAS NACIONAIS - Mario Henrique Simonsen e Rubens Penha Cysne - 1985 (esgotado)
65. A DEMANDA POR DIVIDENDOS: UMA JUSTIFICATIVA TÉORICA - TOMMY CHIN-CHIU TAN e Sérgio Ribeiro da Costa Werlang - 1985 (esgotado)
66. BREVE RETROSPECTO DA ECONOMIA BRASILEIRA ENTRE 1979 e 1984 - Rubens Penha Cysne - 1985
67. CONTRATOS SALARIAIS JUSTAPOSTOS E POLfTICA ANTI-INFLACIONARIA - Mario Henrique Simonsen - 1985
-- ------~----------------~--- ~-
68. INFLAÇÃO E POLfTICAS DE RENDAS - Fernando de Holanda Barbosa e Clovis de Faro - 1985 (esgotado)
69. BRAZIL INTERNATIONAL TRADE AND ECONOMIC GROWTH - Mario Henrique Si monsen - 1986
70. CAPITALIZAÇÃO CONTfNUA: APLICAÇÕES - Clovis de Faro - 1986 (esgotado)
71. A RATIONAL EXPECTATIONS PARADOX - Mario Henrique S·imonsen - 1986 (esgotado)
72. A BUSINESS CYCLE STUDY FOR THE U.S. FORM 1889 TO 1982 - CarlQs Ivan Simonsen Leal - 1986
73. DINAMICA MACROECONÔMICA - EXERCfclOS RESOLVIDOS E PROPOSTOS - Rubens Penha Cysne - 1986 (esgotado)
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75: HYPERSTABILlTY OF NASH EQUllIBRIA - Carlos Ivan Simonsen Leal - 1986
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79. O PREÇO DA TERRA NO BRASIL: VERIFICAÇÃO DE ALGUMAS HIPOTESES - Antonio Salazar Pessoa Brandão - 1986
80. M~TODOS MATEMATICOS DE ESTATfsTICA E ECONOMETRIA: Capitulos I e 2 Carlos Ivan Simonsen Leal - 1986 - (esgotado)
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82. CONSORCIO VERSUS CR~DITO DIRETO EM UM REGIME DE MOEDA ESTAvEL- .. Clovis de·Faro
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83. NOTAS DE AULAS DE TEORIA ECONÔMICA AVANÇADA I - Carlos Ivan SimonsenLeal-1986
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