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Revista de Economia Contemporânea

On-line version ISSN 1980-5527

Rev. econ. contemp. vol.17 no.3 Rio de Janeiro Sept./Dec. 2013

http://dx.doi.org/10.1590/S1415-98482013000300002 

ARTIGOS

 

Elasticidades de substituição das importações no Brasil*

 

Elasticities of import substitution in Brazil

 

 

Honorio KumeI; Guida PianiII

IDoutor em Economia e professor associado da Faculdade de Ciências Econômicas da Universidade do Estado do Rio de Janeiro (FCE-UERJ). Contato: honorio.kume@gmail.com
IIMestre em Economia pela Pontifícia Universidade Católica do Rio de Janeiro (PUC-Rio). Contato: guidapiani1@gmail.com

 

 


RESUMO

As estimativas dos impactos sobre as importações devido a acordos comerciais dependem fundamentalmente das elasticidades de substituição (ES) entre as importações de diferentes fornecedores estrangeiros. Este trabalho estima as ESs das importações do Brasil, para 42 setores da matriz de insumo produto de 2005, destacando as diferenças nos custos de transporte e na tarifa efetivamente paga entre os produtos, segundo os países de procedência. As elasticidades obtidas são estatisticamente significantes a 1% para 39 setores, com média simples de 6,6 e amplitude de 4,7 e 13,7. A disponibilidade das ES próprias para o Brasil permitirá obter cálculos mais precisos dos efeitos provocados por uma eventual participação brasileira em novos acordos de liberalização comercial.

Palavras-chave: Elasticidade de substituição; importações.
CLASSIFICAÇÃO JEL: F13.


ABSTRACT

Estimates of the impacts on imports due to trade agreements depend fundamentally on the elasticity of substitution between imports from different foreign suppliers. This paper estimate the elasticity of substitution for Brazilian imports, for 42 sectors of input-output table for 2005, highlighting the differences in transportation costs and the effectively paid tariffs between products, depending on the country of origin. The elasticities obtained are statistically significant for 1% to 39 sectors, with the arithmetic average of 6.6 and the amplitude of 4.7 and 13.7. The availability of the own elasticities for Brazil will provide more accurate calculations of the effects of a possible Brazilian participation in new trade liberalization agreements.

Keywords: Elasticity of substitution; imports.


 

 

1. INTRODUÇÃO

A participação do Brasil nas negociações comerciais, seja de natureza multilateral, como na Rodada Doha, seja de caráter regional, como nas discussões para a formação de uma área de livre comércio entre o Mercado Comum do Sul (Mercosul) e a União Europeia (UE), tem estimulado a elaboração de estudos visando calcular os impactos sobre as exportações e as importações brasileiras diante destes cenários de liberalização comercial.

Tanto nos modelos de equilíbrio geral computável como nos de equilíbrio parcial, as estimativas dos impactos comerciais dependem fundamentalmente das elasticidades de substituição (ES) entre produtos domésticos e importados e entre as importações de diferentes fornecedores estrangeiros. No entanto, diante da falta de estimativas destas elasticidades específicas para o Brasil, os trabalhos realizados recorrem aos valores escolhidos arbitrariamente.

Carvalho e Parente (2000) com base em um modelo de equilíbrio parcial, avaliam o impacto da Área de Livre Comércio das Américas (ALCA) sobre o comércio brasileiro aplicando uma ES de 1,5 obtida de Laird e Yeats (1986). Este valor é bastante utilizado, pois consta como a elasticidade básica no software for Market Analysis and Restrictions on Trade (Smart) (UNCTAD e WORLD BANK, 1989), desenvolvido para auxiliar os países em desenvolvimento a simular os impactos de comércio provocados pelas reduções tarifárias nas negociações multilaterais da Rodada Uruguai. Os autores argumentam que este valor foi retirado de Cline et al. (1978) que, surpreendentemente, utilizam a elasticidade de 2,5 em vez de 1,5 para calcular os impactos comerciais da Rodada Tóquio. Além disso, Cline et al. (1978) não estimaram esta elasticidade, mas escolheram este valor baseado em estudos anteriores.

As estimativas que utilizam modelos de equilíbrio geral computável geralmente aplicam uma ES mais elevada, mas comum para todos os setores. Harrison et al. (2003) utilizam a elasticidade de 30 para simular os impactos dos acordos comerciais, entre o Mercosul e a UE e no âmbito da ALCA, sobre a distribuição de renda e o nível de pobreza no Brasil. Gurgel (2006) utiliza a elasticidade de 8 para simular os efeitos das reduções tarifárias na Rodada Doha sobre o agronegócio brasileiro. Azevedo (2008) avalia o impacto do Mercosul sobre o bem-estar dos países-membros e não membros com base no modelo de equilíbrio geral do Global Trade Analysis Project (Gtap) que dispõe de elasticidades para 40 setores, entre 3,6 e 10,4, mas com pequena variabilidade, atribuindo 4,4 para 16 setores e 5,6 também para 16 setores (Gtap, versão 5, citado por Hertel et al., 2007, p. 622).

Batista (2001), ao contrário dos citados anteriormente, analisa o impacto de um acordo de livre comércio entre o Brasil e a UE estimando a elasticidade de substituição entre as importações da UE e dos demais países para 18 produtos - segundo a classificação a 8 dígitos da Nomenclatura Comum do Mercosul (NCM). A estimativa baseou-se em uma regressão simples entre a variação mensal anualizada da quantidade relativa das importações provenientes da UE e dos demais países e do preço relativo no período de 1998-2000. Os resultados mostram uma elasticidade baixa, de aproximadamente igual a um para 14 produtos, exceto para partes de caldeiras (elasticidade igual a 2), partes de aparelhos para radiotelefonia (1,7), outros veículos (3,2) e outros aviões (1,7).

Posteriormente, Tourinho, Kume e Pedroso (2007) utilizaram séries trimestrais de índices agregados de quantum e de preços da produção doméstica e das importações de 28 setores1 no período 1986-2002 e obtiveram ES estatisticamente significantes2 para 24 setores, variando entre 0,2 e 3,6. Os resultados foram utilizados em diversos estudos. Por exemplo, em modelos de equilíbrio geral, por Cury, Coelho e Corseuil (2005) para analisar os efeitos distributivos da abertura comercial brasileira nos anos 1990 e, de equilíbrio parcial, por Kume e Piani (2005) para avaliar o impacto no comércio bilateral Brasil e Estados Unidos decorrente da ALCA.

Recentemente, Barroso (2010), seguindo a metodologia proposta por Feenstra (1994), estimou a ES entre as importações de diversas origens por produto (6 dígitos da NCM) no período 1989-2008. Para evitar o viés de simultaneidade, a estimativa foi realizada por meio de uma equação na forma reduzida entre a participação das importações de diversas fontes e os respectivos preços unitários. Em seguida, as elasticidades obtidas são agregadas para 18 setores e variam entre 3 e 13,8. Entretanto, provavelmente devido à disponibilidade de dados, ignora as reduções tarifárias ocorridas na abertura comercial brasileira na primeira metade da década de 1990.

As ES de Barroso (2010) são bastante superiores às obtidas por Tourinho, Kume e Pedroso (2007). Isto se deve ao fato de os produtos com elasticidades menores apresentarem grandes variações nos preços, influenciando negativamente as estimativas baseadas em dados agregados (Imbs e Mejean, 2009).

O objetivo deste trabalho é estimar as ES das importações entre diversos fornecedores externos, por setor da matriz de insumo produto do Brasil de 2003 (IBGE, 2005). Este estudo segue a metodologia proposta por Hertel et al. (2007), que enfatiza as diferenças nos custos de importação de cada produto, por país de origem, devido à tarifa efetivamente paga e ao custo de transporte (despesas de frete e seguro) em um determinado ano (cross-section). Desta forma, evita o viés negativo nas ES estimadas com séries temporais.

Este trabalho se diferencia de Barroso (2010) por incorporar na estimativa das ES a tarifa efetivamente paga, que varia segundo o grau de preferência tarifária concedido pelo Brasil ao país exportador e pela redução obtida pelo comprador ao se enquadrar em regimes especiais de tributação vigentes, tais como drawback e Zona Franca de Manaus. Assim, para um importador, os produtos se diferenciam segundo o país exportador, pelo custo de transporte e pela tarifa paga. Apesar disto, devido às diferenças nos métodos de estimação, não se pode afirmar que as estimativas obtidas neste estudo sejam mais confiáveis do que as de Barroso (2010). No entanto, ao disponibilizar um novo conjunto de ES por setor, espera-se que contribua para tornar mais robusta as estimativas dos impactos econômicos decorrentes da liberalização de importações.

Além desta breve introdução, o trabalho está dividido em quatro itens. No item 2, serão descritos os procedimentos, as fontes de dados e a estatística descritiva destas informações. No item 3, serão apresentadas as estimativas da ES e destacada a sua relevância econômica aplicando-se estas elasticidades no cálculo do desvio de comércio nas importações brasileiras em um eventual acordo de livre comércio com a UE e comparando-o com os resultados obtidos com outras elasticidades. No item 4, serão resumidas as principais conclusões.

 

2. PROCEDIMENTOS METODOLÓGICOS, FONTE DOS DADOS E ESTATÍSTICA DESCRITIVA

2.1. METODOLOGIA3

A utilidade de um bem composto formado pelo bem doméstico e por um agregado de produtos importados é dada por:

 

 

Onde:

Ui = utilidade do bem composto i;

Di = bem doméstico i;

Mi = bem importado agregado i; e

φi = ES entre os bens doméstico e importado.

O bem importado agregado é dado por:

Onde:

Mir= bem importado i proveniente do país r; e

σi = ES entre os bens importados de diversos países.

Inicialmente, o país importador maximiza a função utilidade - equação (1) - do bem i, sujeita ao gasto total determinado exogenamente, e obtém a quantidade Mi. Multiplicando-se esta quantidade pelo preço de importação, tem-se o valor global das importações do bem i:

 

 

Onde:

VMi = valor ótimo das importações do bem i;

Gi = gasto total sobre o bem i;

Pmi = = índice de preço do bem i importado agregado;

Pi = = índice de preço do bem composto i; e

Pdi = preço do bem doméstico i.

Uma vez determinado o valor das importações do bem i (VMi) e dado o preço de cada país exportador, a quantidade importada de cada país fornecedor é obtida maximizando-se a equação (2):

 

 

Onde:

Qmir = quantidade importada do bem i proveniente do país r; e

Pmir= preço do bem i importado do país r.

O preço internado do bem i importado depende do preço Free on Board (FOB) em cada país exportador, acrescido do custo de transporte e da tarifa efetivamente paga:

 

 

Onde:

Pmir = preço do bem importado i disponibilizado no país;

Pfobir = preço FOB do bem i no país exportador r;

CTir = alíquota do custo de transporte de transporte do bem i proveniente do país r;

Tir = alíquota da tarifa efetivamente paga do bem i originária do país r.

O termo CTir*Tir deve-se à base de cálculo da tarifa aduaneira no Brasil que é o preço inclusive o custo de transporte.

Substituindo a equação (5) na equação (4) e multiplicando por Pmir, tem-se:

 

 

Aplicando o logaritmo natural na equação (6), obtém-se:

 

 

A equação (7) é estimada da seguinte forma:

 

 

A constante (a0) captura as variáveis VMi e Pmi e o efeito fixo - país exportador - para cada bem i (air) representa as características da oferta, tais como o preço FOB e a qualidade do produto. Assim, todos os exportadores são comparáveis, à exceção do custo de transporte e da tarifa efetivamente paga pelo importador.

O parâmetro a1 = (1 - σi) mede a variação nas importações proveniente de cada país exportador em decorrência de uma mudança nos custos de comércio.

2.2. FONTE DOS DADOS E ESTATÍSTICA DESCRITIVA

As importações do Brasil em valor FOB e Cost, Insurance and Freight (CIF) em dólares e a receita arrecadada do Imposto de Importação (II) e o valor tributável das importações, ambos em reais, por produto (8 dígitos da NCM) e por país de procedência, foram obtidos da Secretaria da Receita Federal (SRF) do Ministério da Fazenda (MF) para 2003 e 2006. Os anos referem-se à disponibilidade de dados.

A tarifa efetivamente paga por produto foi calculada dividindo-se a receita do II pelo valor tributável das importações4.

A alíquota do custo de transporte foi obtida dividindo-se a diferença entre os valores CIF e FOB das importações sobre o valor FOB das importações.

Os produtos foram distribuídos por setor da matriz de insumo produto do IBGE (2005) e por setor do Gtap.

A Tabela 1 apresenta um conjunto de medidas estatísticas da tarifa paga, da alíquota do custo de transporte e do valor das importações. A tarifa média simples atinge 10,2%, enquanto a média ponderada pelas importações é de apenas 4,4%, indicando uma concentração das importações em produtos com tarifas menores. A tarifa máxima de 55%5 é compatível com a alíquota máxima estabelecida pelo Brasil na Lista Nacional de Exceção à Tarifa Externa Comum (TEC) do Mercosul.

 

 

A média simples da alíquota do custo de transporte de 47,5% é excessivamente elevada6, provavelmente em virtude de erros de medida em alguns produtos. Por exemplo, o custo de transporte máximo de 912,011% não deve ser compatível em transações comerciais usuais. Além disso, um custo de transporte nulo também é surpreendente, exceto se o exportador adiciona esta despesa no preço do produto, mas equivocadamente informa como preço FOB.

Para atenuar a presença de produtos com custos de transporte excessivamente altos ou baixos (outliers), os produtos foram ordenados segundo as alíquotas do custo de transporte, eliminando-se 167 produtos com as maiores alíquotas e 167 produtos com as menores alíquotas, o que corresponde no total a 2% do total de produtos. A média simples diminui para 12,3% e a média ponderada pelas importações permanece constante. Isso significa que os produtos com alíquotas atípicas de custo de transporte apresentam reduzidos valores de importação. A alíquota máxima passa a ser 205%.

As importações também apresentam uma grande variabilidade, com média simples de US$ 834 mil, mediana de US$ 20 mil e variando de um valor próximo a zero a US$ 3,8 bilhões. Novamente, os produtos foram ordenados segundo o valor das importações e eliminaram-se 167 produtos com maiores valores e 167 com valores menores, equivalentes a 2% das observações totais. Com este procedimento, o valor das importações passa a ter uma média de US$ 353 mil e uma amplitude entre US$ 10 e US$ 12 milhões.

Para ilustrar as diferenças das tarifas pagas e das alíquotas dos custos de transporte, por país de origem das importações, a Tabela 2 apresenta as estatísticas descritivas, excluindo-se 2% das observações que apresentam alíquotas do custo de transporte atípicas, para quatro países escolhidos que apresentam distâncias diferentes, medidas entre os centros econômicos do Brasil e os respectivos países (Kume e Piani, 2000).

 

 

Novamente, tanto a tarifa como o custo de transporte ponderado pelas importações são inferiores à média simples, mostrando que os importadores procuram evitar os bens com custos de comércio mais elevados. A tarifa paga nas importações provenientes da Argentina é bastante inferior à dos demais países devido à isenção concedida no âmbito do Mercosul.

Como esperado, nota-se que o custo de transporte não cresce linearmente com a distância entre o Brasil e o país exportador. A Alemanha é quase seis vezes mais distante do que a Argentina, mas o custo de transporte aumenta apenas de 7,2% para 9,5%, quando medido pela média simples, e de 3,6% para 4,6%, pela mediana. O Japão localiza-se a uma distância de cerca de duas vezes maior do que a dos Estados Unidos. No entanto, a alíquota média simples do custo de transporte aumenta apenas 0,4 pontos de percentagem e a mediana cai 0,5 pontos de percentagem.

Como o custo de transporte depende do peso e do volume da mercadoria, as alíquotas agregadas por país de procedência são influenciadas pela composição das importações. Para contornar este problema, foi calculada a alíquota média do custo de transporte de automóveis, ponderada pelas importações: 1,3% da Argentina, 2,3% da Alemanha, 2,5% dos Estados Unidos e 5,9% do Japão. Neste caso, uma relação mais próxima entre a distância e o custo de transporte é válida, exceto entre a Argentina e a Alemanha.

 

3. RESULTADOS

A Tabela 3 apresenta as estimativas das elasticidades de substituição (σi = 1 - a1) das importações baseadas na equação (8), para 39 setores comercializáveis da matriz de insumo produto de 2005. Em todos os procedimentos de estimação, não foi possível obter elasticidades estatisticamente diferentes de zero ou não puderam ser estimadas, por apresentarem um número de observações insuficiente, em três setores: petróleo e gás natural (código 201), minério de ferro (202) e álcool (310). No primeiro, as importações são feitas pela Petrobras e nos demais predomina a atividade exportadora. Assim, a análise a seguir exclui estes setores. No Apêndice A são mostradas as equações estimadas.

 

 

Na coluna (a) foram utilizadas todas as observações disponíveis. As elasticidades são significantes a 1%, à exceção dos três setores citados anteriormente, com média simples de 5,3 e amplitude entre 3 e 10.

Na coluna (b) foram excluídas as observações com alíquotas de custos de transporte atípicas, definidos como 1% do número de produtos com as maiores alíquotas e 1% com as menores. Também foram eliminados 2% dos produtos que apresentaram valores de importação excessivamente elevados (1%) ou reduzidos (1%). A exclusão destas observações aumenta as elasticidades, a média simples atinge 6,5 e a amplitude entre 3,3 e 12,7. A elasticidade de caminhões e ônibus deixa de ser estatisticamente significante.

Como dito anteriormente, os produtos com custos de transporte atípicos decorrem provavelmente de erros de medida, portanto, não dependem do setor em que são classificados. Os valores de importação não apresentam erros de medida, mas seus valores extremos podem influenciar as estimativas das ES. Logo, como as estimativas são realizadas por setor, o procedimento mais apropriado é verificar os valores atípicos das importações em cada setor. Na coluna 3, este método é adotado, mas as elasticidades não se alteram de forma importante. A única mudança ocorre em caminhões e ônibus cuja elasticidade torna-se novamente estatisticamente significante.

A coluna (d) mostra as ES estimadas por Barroso (2010) para efeitos de comparação com os resultados obtidos neste trabalho. Porém, este autor lista as elasticidades obtidas na classificação setorial da matriz de insumo produto de 1990-1996 com o objetivo de mostrar que, devido à metodologia adotada, seus resultados são superiores aos de Tourinho, Kume e Pedroso (2007). Assim, somente foi possível obter resultados comparáveis para 23 setores. De maneira geral, observa-se que as estimativas de Barroso (2010) são substancialmente maiores.

Considerando a coluna (c), os cinco setores com maiores elasticidades são: Defensivos agrícolas (13,7); Outros equipamentos de transporte (8,9); Produtos farmacêuticos (8,6); Máquinas e equipamentos (8); e Metalurgia de metais não ferrosos (8). Os setores com menores elasticidades são: Móveis e produtos diversos (4,7); Outros produtos extrativos (4,8); Produtos de madeira (5); Jornais, revistas, discos (5); e Pecuária e pesca (5).

3.1. POR QUE HÁ DIFERENÇAS SETORIAIS NAS ES?

A princípio, quanto maior for a percepção dos compradores sobre a diferenciação dos produtos de um setor, maior será a ES. No entanto, além das características físicas do bem, a diferenciação pode estar associada a outros fatores, tais como a disponibilidade no tempo, a conveniência na compra, os serviços oferecidos após a aquisição e as qualidades não observáveis do produto. Os compradores também podem considerar outros custos de transação como eventuais interrupções na oferta, atrasos na entrega etc. (Bloningen e Wilson, 1999).

Assim, sem conhecer as especificidades dos produtos de um setor, não é fácil prever a ES. Em móveis e produtos diversos e outros produtos extrativos, seria esperada uma baixa elasticidade por serem grupos de produtos heterogêneos, o que é confirmada pelas elasticidades obtidas.

A Tabela 4 mostra a distribuição de frequência dos setores por faixas de elasticidades mostradas na Tabela 3. Nota-se na coluna (a) uma concentração nas faixas entre 4 e 4,9 (12 setores) e 5 e 5,9 (11 setores). Após a exclusão dos valores extremos de custos de transporte e de valor de importação, a elasticidade modal encontra-se entre 6 e 6,9 (14 setores).

 

 

A Tabela 5 apresenta as estimativas da ES para 40 setores do Gtap ao lado daquelas obtidas por Hertel et al. (2007) - que utilizam a mesma metodologia nas importações de Argentina, Chile, Estados Unidos, Nova Zelândia, Paraguai e Uruguai, com produtos a cinco dígitos da Classificação Uniforme de Comércio Internacional (CUCI), em 1992 - e as adotadas como padrão no modelo de equilíbrio geral computável do Gtap (versão 5). No apêndice B são apresentadas as equações estimadas nesta classificação.

 

 

Não foi possível obter estimativas estatisticamente significantes para cinco setores: trigo, carvão, petróleo, gás natural e açúcar. Excluindo-se estes setores, a média simples das elasticidades é de 6,9, bastante próxima àquela obtida por Hertel et al. (2007), de 6,1 e as medianas são idênticas. Com relação às elasticidades adotadas no Gtap, em 23 setores as elasticidades obtidas são maiores, em 11 menores e em 1 setor, igual.

Por último, ilustra-se a importância das elasticidades de substituição específicas para o Brasil calculando-se o desvio de comércio nas importações brasileiras decorrentes de um eventual acordo de livre comércio com a UE. Para fins de comparação, o mesmo cálculo do desvio de comércio é efetuado utilizando-se as elasticidades do Gtap e de Hertel et al. (2007).

O desvio de comércio mede o incremento nas importações decorrente da substituição das importações de fornecedores extra-UE pelas de seu parceiro europeu, a preços maiores, podendo ser representado da seguinte forma (supondo também elasticidade de exportação europeia infinita):

Onde:

DCi = desvio de comércio do setor i;

Muei = importações da UE do setor i;

Mrmi = importações do resto do mundo do setor i;

ESi = ES do setor i; Puei = preço das importações do setor i provenientes da UE; e

Prmi = preço das importações do setor i originárias do resto do mundo.

A variação do preço relativo é medida da seguinte forma:

Onde tpi representa a tarifa efetivamente paga no setor i nas importações provenientes da UE.

Pode-se notar que a redução da tarifa exclusivamente sobre o os produtos provenientes da UE altera o preço relativo em relação às importações do resto mundo, que, multiplicado pela ES, e considerada a proporção das importações da UE e dos demais fornecedores do resto do mundo, provoca uma mudança em favor das importações europeias. Portanto, a ES desempenha um papel crucial no cálculo do desvio de comércio.

A Tabela 6 apresenta as estimativas do desvio de comércio nas importações brasileiras provenientes da UE, segundo as elasticidades adotadas pelo Gtap e as estimadas por Hertel et al. (2007) e neste trabalho.

 

 

O desvio de comércio total utilizando as elasticidades estimadas neste trabalho atinge US$ 3,3 bilhões contra US$ 2,8 bilhões com base nas elasticidades adotadas no Gtap. As maiores diferenças setoriais ocorrem em Química, borracha e produtos plásticos (US$ 313 milhões), Máquinas e equipamentos (US$ 265 milhões), Veículos, partes e peças (US$ 166 milhões) e Têxteis (US$ 28 milhões).

Com relação ao desvio de comércio calculado com as elasticidades de Hertel et al. (2007), os valores totais são aproximadamente similares. No entanto, o uso de elasticidades específicas para o Brasil pode gerar diferenças importantes para alguns setores: Veículos, partes e peças (US$ 104 milhões), Máquinas e equipamentos (US$ 61 milhões), Bebidas e fumo (US$ 22 milhões) e Outros produtos alimentares (US$ 12 milhões).

 

4. CONCLUSÃO

Este trabalho estimou as ES das importações do Brasil para 42 setores da matriz de insumo produto de 2005, destacando as diferenças nos custos de transporte e na tarifa efetivamente paga entre os produtos, segundo os países de procedência. As elasticidades obtidas são significativas a 1% para 39 setores, com média simples de 6,6 e amplitude de 4,7 e 13,7.

Quando se utiliza a classificação setorial do Gtap, as elasticidades estimadas são similares às de Hertel et al. (2007), que adotam a mesma metodologia para obter estas elasticidades para um conjunto de seis países. Entretanto, o mesmo não ocorre em relação às elasticidades adotadas no Gtap. Em ambas as comparações, alguns setores apresentam diferenças acentuadas.

Em resumo, a disponibilidade das ES próprias para o Brasil permitirá obter cálculos mais precisos dos impactos sobre as importações provocados por uma eventual participação brasileira em novos acordos de liberalização comercial.

Por último, espera-se que este trabalho estimule novas estimativas das elasticidades de substituição das importações no Brasil na medida em que dados mais recentes fiquem disponíveis. O procedimento metodológico adotado neste trabalho é útil também para estimar a elasticidade de substituição entre as vendas domésticas e as exportações, parâmetro de fundamental importância para calcular os ganhos nas exportações nos cenários de liberalização comercial, mas não disponível atualmente.

 

5. REFERÊNCIAS

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Artigo recebido em 28/08/2013 e aprovado em 28/12/2013.

 

 

* Este trabalho foi elaborado quando os autores estavam lotados na Diretoria de Estudos e Relações Econômicas e Políticas Internacionais do Instituto de Pesquisa Econômica e Aplicada (DINTE-IPEA).
1 Refere-se à classificação por setor, nível 50, da matriz de insumo produto do Brasil: 1990-1996.
2 Sendo significativas no nível de 5% para 20 setores, ao nível de 10% para dois setores e no nível de 20% para dois setores.
3 Versão modificada da metodologia adotada por Hertel et al. (2007).
4 O II incide sobre o valor tributável que corresponde ao valor CIF das importações, que eventualmente pode ser alterado quando a SRF/MF considera que o preço declarado pelo importador não corresponde ao verdadeiro preço da transação.
5 Esta alíquota é atribuída às importações de pêssego em calda.
6 Hummels (2001) calcula um frete médio de 23,1% para o Brasil no período 1991-1994.

 

 

Apêndice A - Resultados por setor da matriz e insumo produto do IBGE

Equação estimada:

LnVMir = a0 + air + a1LnCusto + a2Dano + eir

Onde:

Custo = 1 + CTir + Tir + CTir*Tir

Método de estimação: mínimos quadrados ordinários.

Os valores entre parênteses correspondem ao erro padrão robusto. A numeração das colunas segue a da Tabela 3.

 

Apêndice B - Resultados por setor GTAP

Equação estimada:

LnVMir = a0 + air + a1LnCusto + a2Dano + eir

Onde:

Custo = 1 + CTir + Tir + CTir*Tir

Método de estimação: mínimos quadrados ordinários.

Os valores entre parênteses correspondem ao erro padrão robusto.

 

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