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Espacios. Vol. 37 (Nº 08) Año 2016. Pág. 4

Determinantes da oferta de exportação de papel no Brasil

Determining the paper export supply in Brazil

Rosana Queiroz SANTOS 1, Naisy Silva SOARES 2, Marcelo Inácio Ferreira FERRAZ 3, Elaine Pinheiro de SOUSA 4

Recibido: 04/11/15 • Aprobado: 27/11/2015

Contenido

1. Introdução

2 Material e método

3. Resultados e discussão

4. Conclusão

Referências

1. Introdução

Em 2012, o Brasil ocupou o quarto lugar entre os maiores produtores mundiais de celulose e a nona posição entre os países produtores de papel (ASSOCIAÇÃO BRASILEIRA DE CELULOSE E PAPEL - BRACELPA, 2014). Com relação ao mercado internacional, em 2012, o Brasil foi o maior exportador mundial de celulose de fibra curta derivada do eucalipto e o quarto exportador mundial de celulose de todos os tipos. O país foi o décimo quarto exportador mundial de papel, naquele ano (FAO, 2013).

Os fatores que mais contribuíram para o destaque do Brasil no mercado de celulose e papel ao longo dos anos foram as políticas públicas, condições edafoclimáticas do país, desenvolvimento tecnológico, produto de qualidade, etc.

Os primeiros investimentos públicos no segmento de celulose e papel que contribuíram para o crescimento do setor, ocorreram no primeiro governo Vargas com o Plano Especial de Obras Públicas e Reaparelhamento da Defesa em 1939, o que trouxe um estímulo à indústria de base (celulose e papel e indústria de alumínio) (FURTADO, 2007). E, em 1958, com o Plano de Metas no governo Juscelino Kubitschek, o segmento de celulose e papel foi outra vez impulsionado juntamente com a indústria siderúrgica de alumínio, cimento, automóveis, construção naval e mecânica, seguindo o modelo clássico de substituição de importações (FURTADO, 2007; Benevides, 2003).

De acordo com Zaeyen (1986), três fatores consolidaram as bases da indústria de celulose e papel no Brasil: (i) a política de incentivos fiscais de 1966 (Lei 5.106), que, ao permitir a dedução de imposto de renda para investimentos em projetos de reflorestamento aprovados pelo Instituto Brasileiro de Desenvolvimento Florestal (IBDF), propiciou a expansão dos maciços florestais de espécies exóticas no Brasil, especialmente de pinus e eucalipto; (ii) a fixação pelo BNDES, em 1968, de níveis mínimos de escala de produção para projetos que desejassem apoio financeiro; e (iii) a fixação pelo Conselho de Desenvolvimento Econômico (CDE), em 1972, de novos níveis mínimos de escala de produção, os quais foram adotados também pelo BNDES e resultaram no aumento expressivo da produção brasileira e no início das exportações.

Entretanto, os programas do governo federal para o segmento de celulose e papel que mais se destacaram foram: Primeiro Programa Nacional de Papel e Celulose (I PNPC) e Segundo Programa Nacional de Papel e Celulose (II PNPC). O I PNPC foi criado em 1974, no governo Geisel, compondo o II Plano Nacional de Desenvolvimento (II PND), com objetivo de impulsionar o aprimoramento da tecnologia florestal e alcançar a autossuficiência tanto em papel quanto em celulose, possibilitando a geração de excedentes exportáveis

. Foi com o II PND que foram ampliadas as bases para a indústria nacional de celulose, a fim de reduzir a dependência em relação a fontes externas. E, data de 1985, a criação do Segundo Programa de Celulose e Papel (II PNPC) com principal objetivo de obter linhas de financiamento de longo prazo do BNDES para viabilizar um novo ciclo de investimentos (SOTO, 1992).

Por outro lado, na década de 1950, foi desenvolvida uma tecnologia específica para produção de celulose de fibra curta, cuja matéria-prima é o eucalipto. Assim, na década seguinte o país passou a produzir a totalidade do seu papel com celulose de eucalipto, superando a produção de celulose de fibra longa, aquela gerada a partir da Araucária angustifólia (Pinheiro do Paraná) cujas plantações localizavam-se em regiões distantes dos centros produtores, o que dificultava a produção de celulose e consequentemente a produção do papel no país (GOMIDE, 1988; SOARES et al, 2011).

O destaque do Brasil no mercado mundial de papel e celulose também pode ser explicado pelos elevados níveis de produtividade das florestas nacionais, tecnologia silvícola avançada, mão de obra qualificada, solo e clima favoráveis para a produção de eucalipto (principal insumo de produção da celulose), qualidade do produto nacional reconhecida no exterior e ciclo curto de produção das florestas nacionais (BRACELPA, 2014).

Contudo, evidencia-se que, mesmo diante de uma conjuntura setorial favorável, o Brasil ainda importa papel prejudicando o saldo da balança comercial, bem como a geração de emprego, renda e impostos no país.

Em 2013, o país importou 1,3 milhões de toneladas de papel ou US$1.5 milhões mesmo a produção nacional conseguindo suprir a demanda doméstica. A produção nacional foi de 10,4 milhões de toneladas e o consumo aparente de 9,8 milhões de toneladas (BRACELPA, 2013a). Isso pode ser explicado pela fraude no mercado de papel imune, ou seja, papel isento de tributação quando usado para viabilizar o acesso a informação, estimular o conhecimento e a leitura, isto é, para confecção de livros e jornais, entre outros. Porém, desde 2008, a Bracelpa negociou com o governo federal uma solução para esse problema, que vem prejudicando a concorrência no mercado interno.

O primeiro passo no sentido de avançar no controle das operações com papel imune foi dado em 04/06/2009, por meio da publicação da Lei nº 11.945, que traz, nos artigos 1º e 2º, dispositivos que estabelecem maior controle sobre as operações com papel imune e, principalmente, mais rigorosas penalidades nos casos de desvio de finalidade. De forma a regulamentar esses dispositivos, a Receita Federal do Brasil publicou em 08/12/2009, a Instrução Normativa nº 976, estabelecendo novos mecanismos de obtenção do registro especial e a exigência de recadastramento de fabricantes, distribuidores, importadores, empresas jornalísticas, editores e gráficas, que utilizam papel destinado à impressão de livros, jornais e periódicos, amparados pela imunidade tributária. Além disso, trouxe novas obrigações acessórias para esses agentes de mercado, que facilitarão o monitoramento fiscal das referidas operações (BRACELPA, 2014).

Tendo em vista a importância do segmento para economia brasileira e sua contribuição para o desenvolvimento das regiões nas quais atua, faz-se necessário estimular as exportações brasileiras de papel e reduzir as importações do produto. A análise da oferta de exportação de papel pode contribuir para definição de estratégias direcionadas à dinamização do mercado, formulação de políticas públicas para desenvolvimento do segmento e redução das importações de papel. Pode-se ainda, auxiliar os agentes ligados ao setor na tomada de decisões sobre produção e comercialização. Como isso, torna-se possível melhoria dos indicadores socioeconômicos e ambientais do país.

Deste modo, o presente trabalho tem como objetivo geral analisar a exportação do papel no Brasil. Especificamente, pretende-se mensurar a sensibilidade da oferta de exportação brasileira de papel em relação a variações no preço de exportação, preço interno, taxa de câmbio, quantidade produzida internamente e consumo aparente, por meio do método de Autorregressão Vetorial com Correção de Erros – VEC.

2. Material e método

2.1. Modelo teórico

A quantidade exportada de um produto depende da diferença entre a produção doméstica e o consumo doméstico do produto (KRUGMAN e OBSTFELD, 2005; BARROS et al 2002) (equação 1).

em que X é o produto ofertado para o mercado externo, S é a quantidade ofertada domesticamente e D é a demanda interna.

As funções de oferta (S) e demanda interna (D) pode ser representada, respectivamente, como (equações 2 e 3):

em que Pd é o preço doméstico; Px, o preço de exportação; W representam deslocadores da oferta; Y representa deslocadores da função de demanda.         Assim, a equação de oferta de exportação é (equação 4):

A importância na análise logarítmica, tendo em vista que, se o modelo for expresso deste modo, os coeficientes estimados representam as elasticidades. Para Alves e Bacchi (2004), a transformação dos dados em logaritmo ameniza os problemas associados à variância não constante dos erros, quando existirem.

Assim, influenciada também pela disponibilidade dos dados, as variáveis endógenas escolhidas como determinantes da oferta de exportação de papel no Brasil (Ex) foram: oferta doméstica (Prod), consumo aparente doméstico (Cons), preço interno (Pi), preço de exportação (Px) e taxa de câmbio efetiva real (TC).

SILVA; et al (2011) orienta que a expectativa é que os sinais dos coeficientes estimados do preço externo, produção e da taxa de câmbio sejam positivos, ou seja, que exprimam uma relação direta com a quantidade exportada de papel. Isso ocorre porque um aumento no preço externo deverá levar a aumento na quantidade ofertada de papel, um aumento da produção, acarretará em excedentes direcionados ao mercado externo e um aumento na taxa de câmbio, ou seja, uma depreciação do real deverá corresponder a um estímulo ao aumento das exportações.

Espera-se, que os sinais dos coeficientes de preço interno e do consumo aparente interno sejam negativos. Isso se justifica, pois um aumento no consumo aparente interno conduziria a aumento no consumo de produtos internos, levando a uma queda na disponibilidade de produtos para exportação. Em relação ao preço interno, essa relação negativa poderia ser decorrente do fato de o equilíbrio no mercado interno sinalizar escassez ou não do produto, isto é, preço elevado sinaliza escassez e, portanto, menor exportação (SILVA; et al, 2011).

2.2 Modelo analítico

No presente trabalho utilizou-se o modelo VEC para analisar a oferta de exportação de papel no Brasil.

Incialmente foi definido a ordem de integração das séries utilizadas, por meio do teste de raiz unitária de Dickey-Fuller Aumentado (ADF), conforme equações (5) a (7) (Seddighi; et al, 2000; Enders, 1995):

Se for constatado que as séries possuem a mesma ordem de integração, procede-se o teste de cointegração (NOGUEIRA, 2001; MARGARIDO, 2001).

O procedimento utilizado no presente trabalho para testar a autocorrelação foi o teste de Johansen (1991) que tem como ponto de partida o modelo autorregressivo vetorial (VAR). Assim, deve-se determinar o número de defasagens para o modelo VAR (equação 8):

A equação (8) na forma reparametrizada é dada por (equação 9):

Após a determinação do número de defasagens adequado para o modelo VAR, deve-se proceder à escolha do modelo de estimação: i) Os dados em nível não possuem tendências determinísticas e as equações de cointegração não tem intercepto; ii) Os dados em nível não possuem tendências determinísticas e as equações de cointegração apresentam intercepto; iii) Os dados em nível possuem tendências determinísticas lineares, mas as equações de cointegração têm somente intercepto; iv) Os dados em nível e a equação de cointegração possuem tendências determinísticas lineares; v) Os dados em nível possuem tendências quadráticas e as equações de cointegração têm tendências lineares (Eviews,2004)

Para se identificar o número de vetores de cointegração, Johansen (1991) sugere: O teste do traço (equação 10) que assume como hipótese nula a existência de r* vetores de cointegração contra a hipótese alternativa de r > r* vetores. A ideia desse teste é buscar o número máximo de vetores de cointegração; O segundo teste é o de máximo autovalor (equação 11) que busca verificar o número exato de vetores de cointegração. A hipótese nula é de que existem r* vetores de cointegração, contra a hipótese alternativa de que existem r* + 1 vetores de cointegração. Em ambos os testes, ao se rejeitar a hipótese nula significa que há pelo menos um vetor de cointegração (ENDERS, 1995).

em que: são os valores estimados das raízes características obtidos da matriz  e é o número de observações.

Então, parte-se para a estimação do VEC, que analisa os ajustamentos de curto prazo que ocorrem nas séries cointegradas, que são as relações de equilíbrio em longo prazo (equação 12) (NOGUEIRA et al, 2005).

       (12)

Estabelecido o modelo VEC, é possível avaliar a decomposição da variância e a função de impulso-resposta. A decomposição da variância permite separar a variância dos erros de previsão, para cada variável, em componentes que podem ser atribuídos a ela própria e individualmente às demais variáveis endógenas; e a função de impulso-resposta delineia o comportamento das séries incluídas no modelo VAR em resposta a choques ou mudanças provocadas por variáveis residuais (BUENO, 2008).

2.3 Fontes de dados

Utilizaram-se dados de séries temporais mensais, de janeiro de 2000 a agosto de 2013. Não se trabalhou com um período maior em decorrência da indisponibilidade de dados e por entender que o período em questão é representativo, visto que se considera os efeitos da abertura comercial no país, bem como as implicações dos planos de estabilização que favoreceram a ampliação das relações de comércio internacional.

A quantidade exportada de papel, em tonelada, foi obtida no banco de dados Aliceweb, do Ministério do Desenvolvimento, Indústria e Comércio, assim como o preço de exportação que é dado pela relação entre valor das exportações de papel, em US$, e quantidade exportada (MDIC, 2014).

O preço do papel no Brasil, em reais por tonelada, foi obtido na Associação Brasileira de Celulose e Papel (BRACELPA) e no Centro de Estudos Avançados em Economia Aplicada (CEPEA), mais precisamente no Informativo CEPEA – Setor Florestal (BRACELPA, 2014; CEPEA, 2014).

A taxa de câmbio real utilizada foi o índice calculado pelo Instituto de Pesquisa em Economia Aplicada (IPEA), denominado taxa de câmbio efetiva real (IPA-OG – exportações) (IPEA, 2014).

Os dados acerca da quantidade de papel produzida no país, em toneladas, são da BRACELPA.

3. Resultados e discussão

Nesta seção, são apresentados os resultados do teste de Dickey-Fuller Aumentado (ADF) nas séries mensais analisadas (Tabela 1).

Tabela 1 - Resultados do teste de raiz unitária, para as variáveis do modelo de oferta
de exportação brasileira de papel, janeiro de 2000 a agosto de 2013

Fonte: Dados da pesquisa. Nota: Valores críticos em nível de 1%. Valores calculados de ADF em nível de 1%:-4,01; -3,47; -2,57
para os modelos com constante e com tendência, sem constante e com tendência e sem constante e sem tendência, respectivamente.

Os resultados da Tabela 1 sinalizam que as séries não são estacionárias em nível, tendo em vista que os valores calculados são menores em módulo que seus respectivos valores críticos em todos os modelos analisados. Mas, são estacionárias na primeira diferença.

Assim, buscou-se determinar o número de defasagens a ser utilizado na estimação do modelo VAR. Tendo como base os critérios de informação de Akaike, Hannan-Quin e Schwarz, optou-se por seguir a indicação desse último que, segundo Enders (1995), consiste no mais parcimonioso. Dessa forma, considerou-se o modelo com uma defasagem. (Tabela 2).

Tabela 2 - Número de defasagens do Modelo VAR, janeiro de 2000 a agosto de 2013

Fonte: Dados da pesquisa. *Número de defasagens selecionado pelo modelo. 1 Razão de verossimilhança

Os valores resultantes do teste de cointegração de Johansen, por meio dos testes do máximo autovalor (λmax) e do traço (λtraço), respectivamente, a existência de seis vetores cointegração, o que significa que as variáveis mantêm relações de equilíbrio de longo prazo (Tabela 3).   

Tabela 3 - Resultados dos testes de cointegração de Johansen, janeiro de 2000 a agosto de 2013

Fonte: Dados da pesquisa. * indica rejeição da hipótese a 5% de significância.

A tabela 4 apresenta o vetor de cointegração que apresentou melhor ajuste aos dados. A normalização foi efetuada considerando-se o valor do coeficiente da variável quantidade exportada de papel pelo Brasil assumindo valor um.

Tabela 4 - Estimativas do Modelo de Correção de Erros (VEC), janeiro de 2000 a agosto de 2013

Fonte: Dados da pesquisa.

Sendo assim, os resultados dos coeficientes do modelo ajustado para explicar o comportamento das exportações de papel apresentaram os sinais esperados, exceto o do preço de exportação de papel (Tabela 4).

Com relação às demais variáveis explicativas do modelo, constatou-se que um aumento de 1% na produção de papel, acarreta um aumento de 1,96% nas exportações nacionais do produto. Entretanto, este coeficiente apresentou-se não significativa para explicar a oferta de exportação de papel no Brasil o que pode está relacionado com o fato de outros fatores estarem impactando mais as exportações de papel do país como taxa de câmbio, preço, qualidade do produto, tecnologia e competitividade.

Além disso, como no período analisado ocorreu crescimento da economia brasileira, houve aumento do consumo de livros, revistas e jornais no país, aumentando o consumo de papel internamente. Deste modo, quando a produção aumenta, o principal destino do papel pode ser o mercado doméstico. O que realmente foi observado no período analisado. Isso pode está explicando o fato de o aumento da produção de papel não ter sido significativo para explicar as exportações desse produto.

Um acréscimo de 1% no consumo nacional de papel leva a uma redução de 1,2%, na oferta de exportação de papel do país. Com isso, pode-se inferir que o crescimento da economia brasileira contribuiu consideravelmente para redução das exportações nacionais, uma vez que proporciona maior demanda por livros, revistas e jornais no país.

Um aumento de 1% no preço interno do papel reduz 4,5% as exportações brasileiras de papel. Assim, se o preço interno do papel aumenta, as empresas vão optar por vender sua produção internamente. Esses resultados indicam uma oferta de exportação de papel preço-elástica, contrário ao observado em outros estudos que utilizaram modelos univariados para analisar a oferta brasileira de exportação de papel como o de Silva et al (1998).

Sobre a taxa de câmbio, verificou-se que uma desvalorização cambial de 1%, aumenta as exportações nacionais em 1,59%. Assim, conforme observaram Soares et al (2010), a adoção de uma taxa de câmbio que valorize a moeda nacional pode apresentar consequências danosas para o segmento nacional de celulose e papel no país.

Segundo Silva e Carvalho (1995), as variações na taxa de câmbio têm impacto expressivo sobre a competitividade externa do produto exportado. No caso específico o segmento de celulose e do papel, variações no câmbio podem somar-se aos efeitos dos incentivos às exportações e à produção de outros países, trazendo implicações sobre a competitividade externa da celulose e do papel brasileiro.

O segmento de celulose e papel depende a implementação de medidas que propiciem a melhoria da paridade das moedas, eliminando a valorização excessiva do real frente ao dólar, que tem afetado o desempenho das exportações das empresas em relação a seus principais concorrentes internacionais. Esta medida dará melhor condição para expansão e otimização de fábricas existentes e para construção de novas unidades produtivas. Para os agentes do segmento a desvalorização do dólar é o maior problema para o mercado de celulose e papel.

O sinal negativo do preço de exportação do papel pode está associado ao fato de o Brasil exportar papel e proceder com a importação, tendo em vista que o preço do papel importado é mais baixo, já que é subsidiado quando para produção de livros (papel imune).

As funções de impulso-resposta, resultantes da estimação do modelo VEC, demonstram os efeitos sobre as exportações brasileiras de papel resultantes de choques nas variáveis do modelo para os primeiros dez meses seguintes.

A Figura 1 indica as variações que cada uma das variáveis do modelo possui e os seus efeitos ao longo do período. Percebe-se que as variações causam maior efeito nos primeiros meses seguintes e que as séries passam a se estabilizar a partir do oitavo mês.

Fonte: Dados da Pesquisa.
Figura 1 - Função de impulso resposta das variáveis estimadas no modelo, janeiro de 2000 a agosto de 2013.

Os resultados da função de impulso-resposta frente aos choques na produção nacional mostraram-se expressivos no segundo e terceiro mês. O maior impacto ocorreu no segundo mês, ou seja, um aumento de 1% na produção nacional de papel contribui para uma redução de 0,05% nas exportações no segundo mês. No terceiro mês, um aumento de 1% na produção nacional de papel contribui para um aumento de 0,03% nas exportações (Figura 1).

O consumo nacional de papel tem um efeito positivo sobre as exportações do segundo ao quarto mês, sendo que o maior impacto acorre no segundo mês. Nesse período, um aumento de 1% no consumo nacional de papel contribui para um aumento 0,13% na quantidade exportada de papel pelo Brasil (Figura 1).

Com relação ao preço interno, o maior efeito acontece no décimo mês, isto é, um acréscimo de 1% no preço interno tende a aumentar as exportações em 0,08% nesse período. Verificou-se que o efeito de uma variação na taxa de câmbio sobre a quantidadeexportada de papel é maior no primeiro mês após o choque. Em outras palavras, um aumento de 1% taxa de câmbio provoca, após um ano, uma variação em sentido contrário nas exportações brasileiras de celulose da ordem de 0,17% (Figura 1).

Assim, conforme Figura 1 constata-se que os efeitos das variáveis selecionadas no modelo ocorrem mais intensamente nos primeiros meses e depois se estabilizam a partir do quinto mês seguinte a um choque.

As funções de impulso-resposta analisadas demonstraram que, para uma mesma variação, há maior influência das variáveis produção e consumo aparente interno sobre o quantum exportado de papel. Além disso, observou-se que as variações no consumo de papel, produção, preço e taxa de câmbio tendem a se dissipar com certa rapidez, uma vez que, após cerca de 6 meses do choque inicial, as mesmas começam a retornar ao seu estado de equilíbrio.

A decomposição da variância do erro de previsão, obtida pelo modelo VAR, indicou que a produção de papel no Brasil responde por 0,64% das exportações no segundo mês, o consumo 0,1%, o preço de exportação 2,1%, o preço interno 1,1% e a taxa de câmbio 0,14%. Raciocínio análogo para os demais períodos. Observa-se que a produção explica 0,64% a 0,88 % da variância do erro de previsão. O consumo explica de 0,018% a 6,8% da variância do erro de previsão das exportações e o preço interno explica de 1,12% a 4,3%, ao longo do período analisado. A taxa de câmbio e o preço de exportação explicaram em média 3,3% e 2% das exportações nacionais de papel, respectivamente, durante todo o período de dez meses e a produção, em contrapartida, apresenta reduzido poder explicativo para essa variável (Tabela 5).

Tabela 5 - Decomposição da variância dos erros de previsão do quantum exportado de papel

Fonte: Dados da pesquisa

Com relação à avaliação do modelo VEC estimado, verificou-se pelos resultados do teste ADF nos resíduos que se pode rejeitar a hipótese nula de raiz unitária, pois os valores críticos são menores, em módulo, que o  (Tabela 6).    Em outras palavras, os resíduos desse modelo apresentaram comportamento tipo ruído branco como postula a teoria.

Assim, o modelo foi satisfatório para a estimação realizada.

Tabela 6 - Resultados do teste de raiz unitária, em nível, para a série dos resíduos do modelo VEC de oferta de exportação brasileira de papel, janeiro de 2000 a agosto de 2013

Fonte: Dados da pesquisa. Nota: Valores críticos em nível de 1%. Valores calculados de ADF em nível de 1%: -4,01; -3,47; -2,57 para os modelos com constante e com tendência, sem constante e com tendência e sem constante e sem tendência, respectivamente.

4. Conclusão

O modelo econométrico estimado mostrou que as variáveis que mais influenciaram as exportações no período analisado foram consumo aparente do Brasil, taxa de câmbio e preço interno. O preço de exportação apresentou sinal contrário à teoria econômica e a produção nacional, foi não significativa. A decomposição da variância demonstrou que o consumo nacional de papel explica a maior parte das exportações nacionais do produto, seguida por preço interno, taxa de câmbio, preço de exportação e produção.

A função de impulso-resposta evidencia que os efeitos das variáveis selecionadas no modelo ocorrem mais intensamente nos primeiros meses e que as exportações brasileiras de papel responderam mais a fatores internos que externos.

Referências

ALVES, L. R. A.; BACCHI, M. R. P.; Oferta de Exportação de Açúcar do Brasil. RER, Rio de Janeiro, vol. 42, n. 01, p. 09-33, jan/mar 2004.

BARROS, G.S. de C.; BACCHI, M.R.P.; BURNQUIST, H.L. Estimação de equações de oferta de exportação de produtos agropecuários para o Brasil (1992/2000). Texto para Discussão, Brasília: IPEA, n.865, mar. 2002.

BENEVIDES, Maria V. 1964: um golpe de classe? (Sobre um livro de Rene Dreifuss). Lua Nova, n. 58, CEDEC, Centro de Estudos de Cultura Contemporânea, São Paulo, Brasil, 2003.

BRACELPA. Conjuntura Bracelpa. Mar/2014. Disponível em < http://bracelpa.org.br/bra2/sites/default/files/conjuntura/CB-064.pdf> Acesso em 04.abr.2014.

BRACELPA. Dados do setor de papel. Disponível em <http://www.bracelpa.org.br/bra2/sites/default/files/estatisticas/booklet.pdf> Acesso em 08.abril.2013. (a)

BUENO, R. L. S. Econometria de séries temporais. São Paulo, Cengage Learning, 2008.

CEPEA – Centro de Estudos Avançados em Economia Aplicada. 2014. Disponível em <http://www.cepea.esalq.usp.br/>

ENDERS, W. Applied Econometric Time Series. New York: John Wiley, 1995. 433p.

EVIEWS. User's Guide. Irvine: QMS, 2004. 978 p. (Versão 5.0).

FOOD AND AGRICULTURE ORGANIZATION - FAO. Disponível em:

<http//:www.fao.org>. Acesso em 10/out/2013.

FURTADO, C. Formação Econômica do Brasil. Edição 34, São Paulo: Saraiva. 2007. 352 p.

GOMIDE, J. L. Situação atual e perspectivas futuras do setor de celulose e papel no Brasil. In: SIMPÓSIO BILATERAL BRASIL-FINLÂNDIA SOBRE ATUALIDADES FLORESTAIS, 1988, Curitiba. Anais... Curitiba: UFPRIBDF,1988. p. 296-302.

IPEA – Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada. 2014. Disponível em <www.ipea.gov.br>

JOHANSEN, S. Statistical Analysis of Cointegration Vectors. Journal of Economic Dynamics and Control 12, 231-254. Reimpresso em: Engle; Granger, Long-run Economic Relationships, Readings in Cointegration, Oxford University Press, 1991.

KRUGMAN, P. R.; OBSTFELD, M. Economia Internacional: Teoria e Política.São Paulo: Pearson Addison Wesley, 2005, 6ª ed, 558 p.

MARGARIDO, M. A. Transmissão de Preços Agrícolas Internacionais sobre Preços Agrícolas Domésticos: O Caso do Brasil. Piracicaba, SP: ESALQ, 2001. 74 f. Tese (Doutorado em Ciências – Área de Concentração: Economia Aplicada) – Escola Superior de Agricultura Luiz de Queiroz, Universidade de São Paulo, Piracicaba.

MDIC – Ministério do Desenvolvimento, Indústria e Comércio Exterior. Disponível em < http://www.mdic.gov.br> Acesso em 17/12/2014.

NOGUEIRA, F. T. P.; AGUIAR, D. R. D.; LIMA, J. E. Integração Espacial no Mercado Brasileiro de Café Arábica. Nova Economia, Belo Horizonte, v. 15, n. 2, p. 91 – 112, maio – agosto de 2005.

SEDDIGHI, H.R., LAWYER, K.A., KATOS, A.V. Econometrics: a Pratical Approach. London: Routledge, 2000. 396 p.

SILVA, M. A. P; BRAGA, M. J; CAMPOS, A. C. Determinantes da oferta de exportação de carne de frango no período de 1992 a 2007. In: XLVI Congresso Brasileiro de Economia e Sociologia Rural 46, 2008, Rio Branco. Anais... Rio Branco, SOBER, 2008, nº46.

SILVA, C. R. L. da; CARVALHO, M. A. de. Taxa de câmbio e preços de commodities agrícolas. Informações Econômicas, São Paulo, v. 25, n.5, p.23-35, Maio 1995.

SILVA, Márcia A. de; et al. Oferta de Exportação de Carne de Frango do Brasil de 1992 a 2007. RESR, Piracicaba, SP, vol. 49, nº 01, p. 31-54, jan/mar 2011.

SOARES, N. S. Análise da competitividade e dos preços da celulose e da madeira de eucalipto no Brasil. Viçosa, 2010. Tese (Doutorado) - UFV

SOARES, N. S.; SILVA, M. L.; LIMA, J. E. de. Oferta de exportação da celulose brasileira.  Revista de Política Agrícola. Brasília, ano 20, n.2, p. 52-65, 2011.

SOTO, B. F. A. Da indústria do papel ao complexo florestal no Brasil: o  caminho do corporativismo tradicional ao neocorporativismo. Campinas, 1992. Tese (Doutorado) – UNICAMP

ZAEYEN, A. Estrutura e desempenho do setor de papel e celulose no brasil. 1986. 99f. Dissertação (Mestrado em Economia) - Universidade Federal do Rio de Janeiro, Rio de Janeiro, 1986.

1. Economista. Msc. Economia Regional e Políticas Públicas. Universidade Estadual de Santa Cruz, Dep. De Ciências Econômicas, Campus Soane Nazaré de Andrade, Rodovia Jorge Amado, Km 16, Bairro Salobrinho CEP 45662-900. Ilhéus-Bahia. E-mail: rqsa13@gmail.com
2 Economista. Dsc. Ciência Florestal. Universidade Estadual de Santa Cruz, Dep. De Ciências Econômicas, Campus Soane Nazaré de Andrade, Rodovia Jorge Amado, Km 16, Bairro Salobrinho CEP 45662-900. Ilhéus-Bahia. E-mail: naisysilva@yahoo.com.br
3 Economista. Dsc. Estatística. Universidade Estadual de Santa Cruz, Dep. De Ciências Econômicas, Campus Soane Nazaré de Andrade, Rodovia Jorge Amado, Km 16, Bairro Salobrinho CEP 45662-900. Ilhéus-Bahia. E-mail: mfferraz@uesc.br

4 Economista. Dsc. Economia Aplicada. Universidade Regional do Cariri, Dep. De Ciências Econômicas, Rua Cel. Antônio Luis, 1161 - 63.100-000 - Pimenta - Crato/CE. E-mail: pinheiroeliane@hotmail.com