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Abstract and Figures

This paper studies the border effect in the Brazilian international trade. We consider a structural gravity model developed by Anderson e Wincoop (2003) and the empirical specifications proposed by Baldwin e Taglioni (2006, 2011). The econometric method utilized in this paper is robust against several identification problems such as a large number of trade observations equal to zero, heteroskedasticity and unknown specification of the error distribution. Our results suggest that the higher border effect in the Brazilian international trade, largely corroborated by the existing literature, is due to misspecification of the gravity equation, specially because of the exclusion of the Multilateral Resistance Term (MRT) suggested by Anderson eWincoop (2003).
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Uma Análise para o Efeito-Fronteira no
Brasil
Erik Figueiredo, Luiz Renato Lima, Alexandre Loures§, Celina
Oliveira
Conteúdo: 1. Introdução; 2. Equação Gravitacional Estrutural; 3. Modelo Econométrico;
4. Estratégia Empírica; 5. Considerações Finais.
Palavras-chave: Comércio Internacional, Efeito-Fronteira, Modelo Gravitacional Estrutural.
Códigos JEL: F1, C1.
Este artigo analisa o efeito fronteira para o comércio internacional
brasileiro. Considera-se a equação gravitacional estrutural de Ander-
son e Wincoop (2003) e as recomendações de Baldwin e Taglioni (2006,
2011). A estratégia econométrica é robusta frente ao grande número de
relações comerciais iguais a zero e as possíveis formas funcionais desco-
nhecidas e heterocedásticas do termo de erro aleatório. Os resultados
sugerem que o elevado efeito fronteira, largamente corroborado pela
literatura nacional, é fruto da má especificação da equação gravitacio-
nal, em especial da não inclusão dos termos de resistência multilateral
sugeridos por Anderson e Wincoop (2003).
This paper studies the border effect in the Brazilian international trade.
We consider a structural gravity model developed by Anderson e Wincoop
(2003) and the empirical specifications proposed by Baldwin e Taglioni (2006,
2011). The econometric method utilized in this paper is robust against sev-
eral identification problems such as a large number of trade observations
equal to zero, heteroskedasticity and unknown specification of the error dis-
tribution. Our results suggest that the higher border effect in the Brazilian
international trade, largely corroborated by the existing literature, is due to
misspecification of the gravity equation, specially because of the exclusion
of the Multilateral Resistance Term (MRT) suggested by Anderson e Wincoop
(2003).
Agradecemos ao Editor Ricardo Cavalcanti e a um parecerista anônimo, isentando-os de eventuais erros e/ou omissões cometi-
dos ao longo do texto. Também somos gratos a Cristina Maria Igreja. Erik Figueiredo e Alexandre Loures agradecem ao suporte
financeiro do CNPq por meio do projeto 441473/2014-8. Celina Oliveira agradece ao suporte financeiro da CAPES.
Autor correspondente. Universidade Federal da Paraíba, Brasil. E-mail: eafigueiredo@gmail.com
Universidade Federal da Paraíba, Brasil e University of Tennessee at Knoxville, TN, USA.
§Universidade Federal da Paraíba, Brasil.
Universidade Federal da Paraíba, Brasil.
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Erik Figueiredo, Luiz Renato Lima, Alexandre Loures e Celina Oliveira
1. INTRODUÇÃO
Nos últimos vinte anos, as relações internacionais de comércio entre as nações atingiram níveis his-
tóricos nunca antes registrados. Para se ter uma idéia, a taxa das exportações mundiais de bens como
uma proporção do PIB saltou de 15% para 26%, durante esse período; enquanto que a taxa de exporta-
ção de serviços/PIB atingiu a marca de 33% (Irwin, 2011, Baldwin, 2011). Autores como Subramanian
e Kessler (2013) creem que a proliferação dos acordos multilaterais de comércio, aliada ao declínio dos
custos de transporte e das comunicações,1serão decisivas para um crescimento ainda maior nas tran-
sações comerciais nos próximos anos. Em resumo, as fronteiras nacionais estão deixando de constituir
um empecilho para o comércio global.
Na contramão dessas evidências, estudos ressaltam a importância e o peso do comércio intranacio-
nal em detrimento das relações internacionais. Esse fenômeno, conhecido como paradoxo da fronteira,
captura o impacto das fronteiras estaduais sobre o comércio entre as regiões pertencentes a um mesmo
país, em comparação as relações desses mesmos estados com o resto do mundo. A principal referência
para o elevado efeito-fronteira é o estudo de MacCallum (1995), onde constatou-se que o comércio in-
tra províncias canadenses era 22 vezes (2.200%) superior ao comércio entre as províncias canadenses
e os estados norte americanos. No entanto, este resultado não resistiu por muito tempo. No início da
década de 2000, Anderson e Wincoop (2003) demonstraram que a evidência pró-comércio intranacional
se sustentava na má especificação da equação gravitacional do comércio. Cientes disso, os autores pro-
puseram uma especificação estrutural considerando um conjunto de variáveis latentes associadas aos
custos comerciais bilaterais, denominadas de Termos de Resistencia Multilateral do comércio (TRM). A
inclusão das TRM tornou-se um procedimento padrão nas literaturas teórica e empírica relacionada aos
fluxos comerciais, financeiros, bancários e de capital humano (Anderson, 2011).
Todavia, a literatura brasileira tem desconsiderado as recomendações de Anderson e Wincoop (2003)
e, por conseguinte, reproduzindo o paradoxo da fronteira de MacCallum (1995). Artigos como os de Dau-
mal (2010), Silva et alii (2007), Leusin Junior e Azevedo (2009) sugerem que o comércio intranacional é
aproximadamente 30 vezes maior do que o comércio internacional. Já Farias e Hidalgo (2012), encon-
traram estimativas surpreendentemente elevadas significando, segundo eles, que o comércio entre os
estados brasileiros e o Distrito Federal é 589,92 vezes maior do que com o exterior.
Este estudo questiona a validade dos resultados presentes na literatura brasileira pregressa, uma
vez que eles cometem dois tipos de erros de especificação. O primeiro referente à identificação teórica
da equação gravitacional, normalmente caracterizada pela:
a) não inclusão dos termos de resistência multilateral;
b) utilização de fluxos comerciais deflacionados e/ou médias ou soma de exportações e importações e;
c) adoção dos PIBs dos exportadores e importadores como variáveis proxy para oferta e demanda de
bens e serviços.
O segundo problema de identificação diz respeito aos modelos econométricos que costumam:
i) não fornecer um tratamento adequado para as observações de fluxos de comércio iguais a zero; e
ii) adotar suposições paramétricas fortes no que se refere ao erro aleatório da equação gravitacional.
Postula-se que, assim como relatado em Anderson e Wincoop (2003), dado o baixo grau de abertura
da economia brasileira, o efeito-fronteira ainda prevaleça, porém, com valores inferiores aos repostados
pela literatura nacional.
1Yotov (2012) estima que os custos de transporte, representados pela distância entre os parceiros comerciais, cai mais do 50%
entre 1965 e 2005; enquanto que os acordos bilaterais, como os regional trade agreements (RTAs), foram responsáveis por um
acréscimo de cerca de 60% nas transações comerciais (Dutt et alii, 2013, Figueiredo et alii, 2014b).
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Uma Análise para o Efeito-Fronteira no Brasil
Diante disso, propõe-se a investigação do efeito do comércio intranacional brasileiro, adotando es-
tratégias robustas para a identificação da equação gravitacional. Serão utilizados os valores do comércio
internacional do Ministério do Desenvolvimento, Indústria e Comércio Exterior (MDIC) para 51 parceiros
comerciais internacionais, combinados aos dados comércio doméstico (intranacional), extraídos da ma-
triz interestadual de Vasconcelos (2001a,b). A equação gravitacional seguirá a estrutura desenvolvida
por Anderson e Wincoop (2003), e as recomendações contidas em Baldwin e Taglioni (2006, 2011). O mo-
delo econométrico se baseará na estrutura quantílica censurada proposta por Figueiredo et alii (2014b)
e Figueiredo et alii (2014a), em que, é possível a identificação do modelo log-linear mesmo diante de um
grande número de fluxos comerciais iguais a zero, heterocedasticidade e erros não gaussianos.
Os resultados sugerem que as estimativas para o comércio intranacional brasileiro, efeito-fronteira,
possuem um forte viés decorrente da má especificações teórica da equação gravitacional, isto é, devido
a não inclusão dos termos de resistência multilateral (TRM). Quando controlados por esses fatores, a
magnitude do efeito-fronteira cai expressivamente. Esse resultado é robusto ao longo dos quantis esti-
mados.2O artigo está organizado como segue. A seção 2 apresenta o modelo gravitacional estrutural
e os principais erros de especificação teórica presentes na literatura brasileira. Na seção 3 tem-se o
modelo econométrico e uma síntese dos problemas de especificação empírica da literatura nacional. A
seção 4 é destinada aos procedimentos empíricos como especificação da equação gravitacional, dados e
resultados. A seção 5 conclui o estudo.
2. EQUAÇÃO GRAVITACIONAL ESTRUTURAL
A primeira fundamentação econômica para o modelo gravitacional foi fornecida por Anderson
(1979). Considerando uma função despesa com elasticidade de substituição constante (CES), ele definiu:
Tij
Ej
= θipitij
Pj!1σ
.(1)
em que Tij é o fluxo de comércio entre os países (ou regiões) iej;Ejrepresenta a despesa total do
comércio em cada unidade j;Pjé o índice de preço CES; σé o parâmetro de elasticidade de substituição;
θié um parâmetro que representa a variedade dos produtos exportados de i;pié o preço de fábrica e
tij >1diz respeito aos custos comerciais do fluxo entre iej.
O autor define o índice de preço CES por:
Pj= X
i
(θipitij )1σ!1
1σ
.(2)
O modelo (1)-(2) caracteriza-se por:
i) o comportamento dos gastos em todas as localidades é determinado pelo mesmo conjunto de pa-
râmetros e
ii) as preferências são comuns ao longo dos países.
2Os termos de resistência multilateral (TRM) representam as barreiras comerciais entre os países iejponderadas pelas barreiras
comerciais de iejcom os demais parceiros. Por exemplo, o comércio entre Brasil e Chile depende dos custos bilaterais dessa
transação específica em relação aos custos comerciais desses dois países com os seus outros parceiros. Sendo assim, a alteração
dos custos comerciais entre o Brasil e um terceiro país, digamos, a Colômbia, alteraria também o fluxo de comércio entre Brasil
e Chile, mesmo sem modificações específicas na relação Brasil-Chile. Neste sentido, como demonstrado em Baier e Bergstrand
(2009), as mudaças nas relações tarifárias, nos custos relacionados ao sistema bancário, comercial e de qualificação trabalhista
são perfeitamente acomodadas em uma estrutura com TRMs.
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Sob a hipótese do “market clearance”, ou que a renda de um país é igual a soma de seus volumes de
comércio para cada parceiro j,Yi=PjTij e multiplicando ambos os lados de (1) por Ej, chega-se a
seguinte expressão:
θipi1σ=Yi
Pj(tij /Pj)1σEj
.(3)
em que o denominador de (3) é definido como: Πi1σPj(tij /Pj)1σEj.
Substituindo (1) em (2), chega-se as equações que representam o modelo gravitacional estrutural de
comércio:
Tij =YiEj
Ytij
PjΠi1σ,(4)
Pj1σ=X
itij
Πi1σYi
Y.(5)
A primeira parte da equação (4) representa o comércio bilateral sem fricção (custos), já a segunda
parte de (4), indica o comércio sob a ocorrência de custos decrescentes – fixos e variáveis –, uma vez
que adota-se a restrição empírica σ > 1. O sistema (4)-(6) é reconhecido como a equação gravitacional
estrutural de Anderson e Wincoop (2003). A principal inovação em relação ao modelo de Anderson
(1979), é a inclusão dos termos de resistência multilateral (TRM): PjeΠi. Esses termos representam a
incidência dos custos de comércio associados aos pares iej.
O sistema de equações (4)-(6) pode ser solucionado para determinados valores de t(1σ)
ij ,EjeYi.
Diante disso, Anderson e Wincoop (2003) consideram que os custos bilaterais são simétricos, tij =tji ,
e que vigora o equilíbrio comercial. Por fim, propõe-se a normalização Pj= Πi.
Alternativamente, pode-se considerar a estimação de (4), incluindo efeitos fixos para controlar por
Ej/P (1σ)
jeYi/Π(1σ)
i. A inclusão de efeitos fixos tem-se constituído no procedimento empírico mais
comum. No caso de uma estrutura cross-section, consideram-se variáveis dummy para importadores e
exportadores (efeito fixo bilateral). Em uma estrutura de dados em painel, adotam-se os efeitos fixos em
três direções (origem, destino e tempo): importadores por ano e exportadores por ano (para detalhes,
ver Baltagi et alii, 2014).
2.1. Equação gravitacional: Erros de identificação teórica
A aplicação do modelo gravitacional de Anderson e Wincoop (2003) está sujeita a uma série de equí-
vocos empíricos. Baldwin e Taglioni (2006), classificam os principais erros de especificação presentes na
literatura como: erros medalhas de ouro, prata e bronze. O erro medalha de ouro está relacionado ao
viés de variável omitida. A omissão de variáveis gera uma correlação do erro com os regressores, o que
leva a um problema de endogeneidade. No caso da equação gravitacional, a presença de endogeneidade
superestimaria os coeficientes associados as variáveis de custo.
O erro medalha de prata está associado a escolha da variável dependente. Em grande parte dos
trabalhos empíricos, o fluxo comercial é representado pela soma ou uma média das exportações do país
de origem ipara o país de destino jcom as importações do país de destino jprovindas do país de
origem i. Para Baldwin e Taglioni (2006), esse procedimento não possui conexão com a teoria. Isto
porque, por trás da equação gravitacional há uma função de despesa que reflete o valor dos gastos
de uma única nação jsobre os bens produzidos por outra nação i, isto é, a equação gravitacional
explica o comércio bilateral unidirecional, logo, deve-se considerar como fluxo de comércio o volume de
exportações ou de importações. Em resumo, o erro medalha de prata torna impossível saber qual nação
é origem e qual é destino de modo que não é possível estimar separadamente os coeficientes para a
origem e destino.
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Já o erro medalha de bronze está associado a correção dos valores nominais de comércio por um
determinado índice de preço. Baldwin e Taglioni (2006) argumentam que a inclusão de deflatores iria
gerar viés de correlação espúria devido à existência de tendências globais das taxas de inflação.
Recentemente, Baldwin e Taglioni (2011) identificaram um novo erro associado a utilização do PIB
como variáveis proxy para oferta e demanda de bens e serviços. Essa escolha seria inapropriada, uma
vez que, o PIB é medido em uma base líquida de vendas (valor agregado) enquanto que o fluxo de co-
mércio é medido em uma base bruta de vendas, isso tem implicações importantes para a estimação da
equação de comércio. Todos os erros de identificação apontados por Baldwin e Taglioni (2006, 2011), es-
tão sintetizados na Tabela 1. As colunas 1 e 2 apresentam o tipo de erro. A coluna 3 cita quais trabalhos
nacionais incorreram nesses erros e, a coluna 4 apresenta uma síntese das soluções recomendadas.
Em resumo, a literatura nacional incorre em todos os erros listados por Baldwin e Taglioni (2006,
2011). Sendo assim, a robustez dos resultados obtidos até então pode ser questionada. Atenção especial
deve ser dada a não inclusão dos Termos de Resistências Multilaterais, uma vez que ela pode viesar os
coeficientes das variáveis de custos, em especial os associados as dummies de fronteira. Diante disso,
as seções seguintes considerarão um modelo gravitacional estrutural baseado em Anderson e Wincoop
(2003). Outros problemas empíricos também serão considerados, tais como: a presença de grande
massa de observações de comércio iguais a zero e os termos de erro aleatórios com heterocedasticidade
desconhecida.
3. MODELO ECONOMÉTRICO
Santos Silva e Tenreyro (2006) consideram o modelo multiplicativo
Tij = exp (xij β)ηij , (6)
onde ηij é uma variável aleatória não-negativa.
Como demonstrado em Figueiredo et alii (2014a), a identificação de (6) está sujeita a 3 problemas
econométricos:
a) a forte presença de observações bilaterais de comércio iguais a zero;
b) a distribuição desconhecida de ηij e
c) a heterocedasticidade em ηij .
Tais características, somadas a condição de identificação do modelo exponencial, E(ηij |x)=1,
impossibilitam a identificação do modelo log-linear
ln Tij =xij β+ (xij γ)εij .(7)
uma vez que, pela desigualdade de Jensen, E(ln ηij |xij )6= ln [E(ηij |xij )].
Entretanto, Figueiredo et alii (2014b) demonstram que uma estrutura quantílica é capaz de identi-
ficar ambas equações (6) e (7). Adicionalmente, a estrutura quantílica é robusta frente a forma desco-
nhecida da distribuição do termo aleatório e a heterocedasticidade. O problema da grande quantidade
de observações iguais a zero também é solucionado ao considerar uma estrutura quantílica para dados
censurados devido a “statistical rounding”. Por exemplo, se os dados são coletados em milhões, então
será comum atribuir valor zero para todos os fluxos inferiores a um.3
3Argumento similar pode ser encontrado em Head et alii (2010), onde se considera que todos os fluxos comerciais são positivos,
porém, alguns podem apresentar valores muito pequenos – inferiores a um milhão. Neste caso, em populações finitas, os fluxos
iguais a zero podem ocorrer se a probabilidade de um fluxo bilateral entre dois países for muito pequena.
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Tabela 1: Síntese dos erros de identificação teórica cometidos pela literatura nacional
Medalha Erros Literatura Brasileira Correção
Ouro Viés de variável omitida e endoge-
neidade do modelo
Piani e Kume (2000); Daumal (2010);
Silva et alii (2007); Leusin Junior e
Azevedo (2009) e Farias e Hidalgo
(2012)
Incluir dummies temporais e geo-
gráficas que representem as resis-
tências multilaterais
Prata Fluxo comercial como soma ou mé-
dia das exportações de ipara jcom
as importações de jpara i
Piani e Kume (2000) e Farias e Hi-
dalgo (2012)
Fluxo de comércio unidirecional,
considerar o volume de exportações
ou de importações
Bronze Uso de deflatores a partir de um de-
terminado índice de preço
Piani e Kume (2000) e Leusin Junior
e Azevedo (2009)
Utilizar variáveis nominais
Uso do PIB e população como variá-
veis proxy para oferta e demanda de
bens e serviços
Piani e Kume (2000); Daumal (2010);
Silva et alii (2007); Leusin Junior e
Azevedo (2009) e Farias e Hidalgo
(2012)
Retirar PIB e população
Fonte: Elaboração própria a partir de Baldwin e Taglioni (2006, 2011).
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Sendo assim, considerar-se-á a variável zij = 1 se Tij <1ezij =Tij se Tij 1. Uma vez que
o artigo considerará um modelo log-linear, a notação será equivalente a ln(zij) = max(0,ln(Tij )).
Quando ln(zij )for igual a zero, então a observação original está sujeita a aproximações estatísticas,
ou, Tij <1.
Dado que ln(zij ) = max(0,ln(Tij )), a propriedade da equivariância garante que
Qτ[ln (zij )|xij ] = max (0,Qτ[ln (Tij )|xij ]) ,
= max (0,xij β(τ)) ,
em que xij representa a matriz de covariáveis e β(τ)é o vetor de parâmetros “location-scale”, isto
é, as covariáveis xij afetarão não somente a localização da distribuição condicionada de ln(Tij ), mas
também a escala de sua dispersão.4
O modelo quantílico censurado, desenvolvido por Powell (1984, 1986), fornece um caminho para
inferir os modelos Tobin-Amemiya sem suposições relativas à distribuição do termo aleatório ou sobre
uma possível forma funcional da heterocedasticidade. O estimador de Powell é definido a partir da
maximização da função objetivo:
Ln(β) =
n
X
i,j=1
ρτ[ln(zij )max (0,xij β(τ))],(8)
em que ρτrepresenta a tradicional função perda da regressão quantílica. Chernozhukov e Hong (2002)
demonstram que o estimador extremo de regressão quantílica censurada possui uma série de problemas
de otimização oriundos da sua não convexidade. Uma solução robusta para otimizar essa função é
fornecida por Chernozhukov e Hong (2003). Em suma, os autores demonstram que o método de Markov
Chain Monte Carlo (MCMC) pode ser aplicado a vários problemas de inferência estatística, inclusive
aqueles que possuam funções objetivo pseudo-quadráticas como (8).
Por fim, como demonstrado em Figueiredo et alii (2014b), o modelo quantílico censurado possui,
pelo menos quatro vantagens:
i) ele considera a existência de fluxos de comércio iguais a zero;
ii) os parâmetros estimados via regressão quantílica podem ser interpretados como elasticidades e,
quando analisados ao longo dos quantis condicionados, revelam a heterogeneidade do impacto das
covariadas sobre a variável dependente;
iii) é robusto frente a heterocedasticidade e;
iv) não necessita de hipóteses relacionadas à distribuição do erro aleatório.
3.1. Equação Gravitacional: Erros de Identificação Econométrica
Como já destacado, os principais problemas de identificação econométrica das equações gravitacio-
nais, são:
i) o tratamento inadequado das observações de fluxo de comércio iguais a zero;
ii) as hipóteses relacionadas a distribuição dos erros aleatórios e
iii) a não consideração da heterocedasticidade.
4Para detalhes, ver Koenker (2005).
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Santos Silva e Tenreyro (2006) demonstram a presença desses três fatores em um modelo multiplica-
tivo exponencial que impossibilita a estimação dos coeficientes da equação gravitacional via mínimos
quadrados ordinários (MQO). A solução proposta por esses autores é a adoção do estimador não-linear
denominado de Poisson pseudo-maximum likelihood (PPML). Ademais, as condições de identificação do
PPML são incompatíveis com a identificação dos modelos log-lineares.
Diante disso, as abordagens econométricas para a equação gravitacional se dividiram em duas: aque-
las que buscam a identificação da equação exponencial e as que realizam transformações na variável
dependente, geralmente somando um ao fluxo de comércio, para em seguida, empregar estimações log-
lineares. A utilização de um modelo exponencial soluciona os problemas “i” e “iii”, embora a condição
de identificação do modelo PPML comprometa a robustez das estimativas (ver Figueiredo et alii, 2014b).
Já as estimações log-lineares, considerando transformações na variável dependente e o método de MQO,
está suscetível a todos os vieses listados.
Como pode ser observado na Tabela 2, a literatura nacional também padece de problemas de identi-
ficação econométrica. Essa constatação lança ainda mais dúvidas em relação aos resultados obtidos até
então.
4. ESTRATÉGIA EMPÍRICA
O modelo adotado nesta pesquisa busca suplantar as dificuldades de identificação teórica e empírica
da equação gravitacional. Para tanto, será adotada a equação estrutural de Anderson e Wincoop (2003),
considerando as recomendações de Baldwin e Taglioni (2006, 2011), sintetizadas na Tabela 1. Ou seja:
a) serão incluídos os termos de resistência multilateral, como uma forma de seguir as recomendações
do sistema de equações teóricas, (4)-(6), e controlar para possíveis vieses de variáveis omitidas;
b) considerar-se-á uma medida de fluxo comercial nominal e unilateral e
c) não serão incluídas variáveis de PIB como forma de mensurar a oferta e a demanda nos países
exportador e importador.
No âmbito da identificação econométrica (Tabela 2), tem-se a adoção de um modelo quantílico cen-
surado, o que soluciona os problemas relativos a:
i) grande presença de fluxos comerciais iguais a zero;
ii) heterocedasticidade do termo de erro aleatório e
iii) a possibilidade de identificar o modelo multiplicativo exponencial a partir da equação log-linear.
Isso posto, toma-se o fluxo comercial bilateral como uma função de custos de comércio, como a
distância, o efeito fronteira (ou do comércio internacional) e a fronteira física. Seguindo a recomendação
de Baltagi et alii (2014), os termos de resistência multilateral serão representados por efeitos fixos em
três direções: importadores por ano e exportadores por ano.
Convém ressaltar que as unidades de origem são compostas por todos os estados brasileiros mais
o Distrito Federal, ou seja, 26 variáveis dummies de origem. Do mesmo modo, as unidades de destino
serão os 26 estados e o Distrito Federal (comércio intranacional) e um conjunto de 51 países (comércio
internacional), o que totaliza 77 dummies. Uma vez que é necessária a interação de efeitos fixos origem
por ano e destino por ano, a estimação contará 208 dummies (ou efeitos fixos).
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Uma Análise para o Efeito-Fronteira no Brasil
Tabela 2: Síntese dos erros de identificação econométrica cometidos pela literatura nacional
Erros Literatura Brasileira Correção
Tratamento inadequado às observa-
ções iguais a zero
Piani e Kume (2000); Silva et alii
(2007); Leusin Junior e Azevedo
(2009) e Farias e Hidalgo (2012)
Utilização do PPML (ou modelos ex-
ponenciais) ou modelos quantílicos
censurados
Suposições paramétricas em rela-
ção ao termo aleatório
Piani e Kume (2000); Daumal (2010);
Silva et alii (2007); Leusin Junior e
Azevedo (2009) e Farias e Hidalgo
(2012)
Modelos quantílicos censurados
Não tratamento da heterocedastici-
dade
Piani e Kume (2000); Silva et alii
(2007); Leusin Junior e Azevedo
(2009) e Farias e Hidalgo (2012)
Utilização do PPML (ou modelos ex-
ponenciais) ou modelos quantílicos
censurados
Fonte: Elaboração própria a partir de Figueiredo et alii (2014b).
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4.1. Base de Dados
Como já destacado, o fluxo comercial será representado por uma variável unidirecional: as exporta-
ções nominais. Essa variável será coletada em duas fontes:
1) os valores do comércio internacional disponíveis no sistema Aliceweb do Ministério do Desenvolvi-
mento, Indústria e Comércio Exterior (MDIC) para 51 países o que corresponde aproximadamente a
95% das exportações brasileiras em reais (a lista de países está disposta na Tabela 5) e
2) os dados para o comércio doméstico (intranacional), extraídos da matriz de comércio interestadual
construída por Vasconcelos (2001a,b).
Em ambos os casos, serão coletadas as informações para os anos de 1998 e 1999.
As variáveis explicativas, associadas ao custo, serão: o logaritmo da distância entre as unidades
de origem e destino; uma variável dummy que captura o efeito do comércio internacional, isto é, que
assume valor 1 para os fluxos comerciais entre os estados brasileiros e os países estrangeiros e zero no
caso do comércio intranacional, denominada: “Inter” e uma variável dummy identificando a fronteira
entre os estados e ou países, “Contiguidade”. Com o objetivo de se obter uma homogeneidade das
distâncias entre estado de origem e estado ou país de destino foram extraídas as latitudes e longitudes
de cada estado e capitais dos países, respectivamente, do Instituto Brasileiro de Geografia (IBGE) e do
Centre d’Etudes Prospectives et d’Informations Internationales (CEPII). As distâncias foram mensuradas
em quilômetros utilizando-se a regra do grande círculo que considera a menor distância entre dois
pontos de uma superfície esférica cujo calculo é feito a partir das coordenadas geográficas de uma
origem a um destino.
Coletaram-se ainda as informações relativas ao PIB estadual junto ao Instituto Brasileiro de Geografia
e Estatística (IBGE). Além do PIB para os 51 países da amostra, obtidos no Banco Mundial. Essas variáveis
serão utilizadas em uma estimação preliminar que visa a comparação com os resultados não robustos
presentes na literatura.
4.2. Resultados preliminares
O volume do comércio intranacional totalizou R$ 828 bilhões (valores nominais) nos anos de 1998 e
1999. Já o comércio internacional, correspondeu a R$ 133 bilhões. Ou seja, em termos de valores comer-
cializados, as transações comerciais intranacionais correspondem a 88% do volume total comercializado
pelos estados brasileiros.5Entretanto, a diferença entre as transações bilaterais intra e internacionais
podem ser menores, caso se considere o mecanismo de censura na variável dependente, ou seja, em
que as observações iguais a zero correspondem a pequenos volumes de comércio. A Figura 1 apresenta
a quantidade de observações do fluxo de comércio, intranacionais e internacionais, maiores ou iguais a
zero. Na primeira coluna informa que a amostra possui 939 observações iguais a zero, sendo que 93,4%
dessas correspondem ao comércio internacional. Na segunda coluna tem-se 3.219 observações maiores
que zero, sendo que 58,3% correspondem ao comércio internacional.
Convém ressaltar que o montante do comércio internacional é subestimado, uma vez que a maior
parte dessas informações é computada como zero, quando na verdade são observações censuradas
(Figura 1). Logo, é de se esperar que o volume de comércio entre os estados e o resto do mundo ainda
seja maior do que o relatado no parágrafo inicial da subseção.
Essa constatação leva a repensar os resultados apresentados pelos trabalhos para dados brasileiros
tais como Daumal (2010), Silva et alii (2007), Leusin Junior e Azevedo (2009), dentre outros. Em geral,
os resultados desses trabalhos apontaram para a importância do efeito fronteira, em detrimento do
comércio internacional. Esse resultado foi, originalmente, proposto por MacCallum (1995). Na ocasião,
5Convém ressaltar que os dados não permitem a análise do comércio intranacional.
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491
Uma Análise para o Efeito-Fronteira no Brasil
Figura 1: Número de observações para o comércio intranacional e internacional
o autor demonstrou, erroneamente, que o comércio intraprovíncias canadenses era mais relevante na
explicação dos fluxos comerciais do Canadá do que o comércio com os 51 estados norte-americanos.
Esse resultado ficou conhecido como o paradoxo da fronteira e foi contestado por Anderson e Wincoop
(2003).
A hipótese central deste estudo é que os resultados obtidos na literatura nacional são viesados pelos
diversos erros de especificação relatados anteriormente. Para ilustrar essa hipótese, serão estimadas
diversas formas para a equação gravitacional, considerando os principais erros e as respectivas soluções
(Tabela 1). A Tabela 3 traz as estimações para os modelos gravitacionais. O modelo contido na coluna 1
contém todos os erros, ou seja, ouro, prata e bronze e a utilização dos PIB como proxy para a oferta e
demanda dos países iej. Na coluna 2, corrige-se o erro de bronze, isto é, utiliza-se valores nominais
para o fluxo. Já na coluna 3 o erro medalha de prata é corrigido, ou seja, utiliza-se a variável dependente
como unidirecional (exportações). Por último, na coluna 4 foram tratado todos os erros, ou seja, utilizou-
se variável de fluxo unidirecional, variáveis nominais, excluiu-se o PIB e acrescentou-se as TRM. Todos
os modelos consideram a forma funcional log-linear, com a modificação padrão na variável dependente
(somando um ao fluxo bilateral e extraindo seu logaritmo) e são inferidos via MQO.
Observa-se que o parâmetro da dummy Inter é negativo e significativo em todas as formas funcio-
nais. No entanto, sua magnitude muito elevada (próxima a 30 vezes), em especial nas colunas 1 a 3. Isso
aponta para uma influência exagerada do comércio nacional em detrimento do comércio internacional.
Com isso, sugere-se que existe um efeito fronteira para o Brasil, mas com uma magnitude menor do que
a encontrada pela literatura empírica nacional. Esse viés está associado, exclusivamente, a não inclusão
dos termos de resistência multilateral (TRM). Os outros problemas de especificação teórica mudam as
estimativas apenas de forma pontual.
Esses resultados assemelham-se aos encontrados por Anderson e Wincoop (2003) ao estimarem a
equação de MacCallum (1995) com a inclusão das TRM’s. Em suma, o efeito fronteira tanto para o
Canadá quanto para os EUA foram positivos indicando que o comércio interno é relevante para o fluxo
de comércio, no entanto, com magnitudes inferiores a encontradas por MacCallum (1995).
Anderson e Wincoop (2003) apontam que a magnitude do efeito fronteira do Canadá é maior do que a
do EUA, isto se deve ao fato da diferença do tamanho da economia, em que, as resistências multilaterais
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Erik Figueiredo, Luiz Renato Lima, Alexandre Loures e Celina Oliveira
Tabela 3: Modelo Gravitacional: vieses de especificação teórica
(1) (2) (3) (4)
Log Distância -0.8890a-0.8890a-1.4842a-0.0348
(0.1617) (0.1617) (0.1780) (0.2148)
Inter -30.2675a-30.2675a-28.3485a-3.8262c
(1.3432) (1.3432) (1.4783) (1.2379)
Contiguidade 1.1627b1.1627b0.7093 0.8835b
(0.4549) (0.4549) (0.5007) (0.3981)
Log PIB Exportador 1.5218a1.5218a1.3160a
(0.1124) (0.1124) (0.1237)
Log PIB Importador 1.1449a1.1449a1.1413a
(0.0548) (0.0548) (0.0604)
Constante -51.0117a-51.0117a-42.3282a-0.7458
(3.6775) (3.6775) (4.0610) (2.3367)
Amostra 4.158 4.158 4.158 4.158
Notas: Elaboração própria. Erros padrões entre parênteses. (a),(b)e(c)denotam
significância estatística a 1%, 5% and 10%, respectivamente.
para países de economia pequena são muito mais afetadas pela existência de barreiras, mesmo que
essa seja moderada, do que as resistências multilaterais de países com uma grande economia. Assim
diante dos resultados apresentados por Anderson e Wincoop (2003) os encontrados para o Brasil não são
surpreendentes, com exceção da magnitude, pois até economias mais desenvolvidas e abertas, como a
dos EUA e Canadá, possuem um efeito fronteira como uma de suas resistências multilaterais.
4.3. Resultados para o modelo quantílico censurado
Esta seção estima a equação quantílica censurada (9). Assim como em Leusin Junior e Azevedo
(2009), ao aplicar um Tobit considera-se que as exportações nominais são representadas por uma variá-
vel zij = 0 se o fluxo comercial latente (Tij) for inferior a 1 e; zij =Tij se Tij 1. Essa regra de
censura é válida para a forma log-linear, uma vez que: ln(zij ) = max(0,ln(Tij )). Quando ln(zij )for
igual a zero, então a observação original está sujeita a aproximações estatísticas, ou, Tij <1.6
Serão consideradas todas as recomendações de identificação teórica: inclusão da TRM, fluxos uni-
direcionais (exportação) nominais e exclusão dos PIB como proxies para oferta e demanda. Somados a
esses fatores, têm-se as vantagens da identificação econométrica: tratamento adequado das observa-
ções iguais a zero, consideração de formas funcionais desconhecidas e heterocedásticas para o termo
aleatório e a possibilidade de se captar heterogeneidades ao longo dos quantis. Os resultados estão
sintetizados na Tabela 4.
Em primeiro lugar, observa-se que a correção dos coeficientes do efeito-fronteira é observada em
todos os quantis estimados. Enquanto as estimativas não estruturais encontram coeficientes próximos
a 30, a variação desse coeficiente ao longo dos quantis se situa entre 3.2 e 4.4. O coeficiente da variável
6O modelo PPML também poderia ser adotado. Contudo, sua hipótese de identificação da equação exponencial é bastante
restritiva. Para Detalhes, ver Figueiredo et alii (2014b).
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Uma Análise para o Efeito-Fronteira no Brasil
Tabela 4: Modelo Gravitacional Quantílico Censurado
τ= 0,25 τ= 0,50 τ= 0,75
Log Distância -0.4231a-0.0388b-0.0201a
(0.0322) (0.0171) (0.0049)
Inter -4.4329a-3.3420a-3.2172a
(0.2201) (0.2001) (0.1345)
Contiguidade 0.6103a0.6923a1.005a
(0.1865) (0.0674) (0.1643)
Constante 3.1464a3.2954a2.7092a
(0.2084) (0.0800) (0.0987)
Amostra 4.158 4.158 4.158
Elaboração própria. Erros padrões entre parênteses. (a),(b)e(c)
denotam significância estatistica a 1%, 5% and 10%, respectivamente.
de distância é negativo em todos os quantis, indicando que quanto maior a distância menor será o fluxo
comercial. Porém, as elasticidades do volume exportado em relação a essa variável são menores do que
1, isto é, as exportações são inelásticas à distância, contrapondo muito dos resultados encontrados pela
literatura brasileira em que o fluxo comercial é muito sensível às variações nas distâncias. Alguns dos
resultados da literatura nacional apontaram que o acréscimo de 1% na distância entre dois parceiros
comerciais acarretaria uma queda maior do que 1% no comércio entre eles, concluindo a importância
da variável distância como fator de resistência ao comércio.
No entanto, os resultados atuais, ao incluírem as resistências multilaterais, indicaram que a distân-
cia possui um impacto inferior ao encontrado por esses autores. Isso acontece devido a não inclusão
das dummies que representam essas resistências, fazendo com que o coeficiente da variável distância
carregasse todo o peso das variáveis omitidas e, por conseguinte, viesando os coeficientes estimados.
A lógica é simples: a distância (custos) pode não impedir o comércio entre Brasil e China, mas outros
fatores como as inseguranças jurídicas e/ou institucionais, poderiam impedi-lo. Logo, o uso da variável
distância não representaria uma boa proxy para as resistências multilaterais. Outro fator de destaque
é que quanto menor o quantil, maior será o impacto da distância sobre o fluxo comercial, em outras
palavras, para maiores volumes de exportação a distância tem uma menor influência sobre o comércio
bilateral.
A variável contiguidade representa o comércio entre regiões que possuem fronteira física comum
e, sendo assim, todos os quantis indicam haver um comércio maior ente as regiões fronteiriças, por
exemplo, no terceiro quantil, o comércio entre as regiões fronteiriças é 2 vezes maior (exp((1,0005))
2) em relação às regiões não fronteiriças. Portanto, a ausência de fronteira com outras regiões não teria
tantos impactos negativos sobre o comércio, mas sim, outros fatores não observáveis que estão sendo
representados pelas resistências multilaterais.
Por fim, esses resultados são compatíveis com a literatura internacional, uma vez que as evidências
favoráveis ao elevado efeito-fronteira como, por exemplo, MacCallum (1995) investigando a relação
Canadá-EUA e Volker (2000) e Chen (2004) analisando a União Eupéia, foram fortemente corrigidas para
baixo por estudos que consideraram a aplicação de equações gravitacionais estruturais.
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Erik Figueiredo, Luiz Renato Lima, Alexandre Loures e Celina Oliveira
5. CONSIDERAÇÕES FINAIS
Este trabalho estimou o impacto do efeito-fronteira, no período 1998-1999, sobre o fluxo comercial
entre os 26 estados brasileiros, mais o Distrito Federal, e uma amostra de 51 países. Seguindo as reco-
mendações teóricas e empíricas para a identificação da equação gravitacional de Anderson e Wincoop
(2003), observou-se que o efeito-fronteira foi superestimado pela literatura nacional. A origem desse
viés pode ser atribuída a não consideração das resistências multilaterais. Os demais procedimentos
robustos para a identificação da equação gravitacional auxiliaram no entendimento do impacto dos
custos de transporte sobre as relações bilaterais.
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Uma Análise para o Efeito-Fronteira no Brasil
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RBE Rio de Janeiro v. 68 n. 4 / p. 481–496 Out-Dez 2014
496
Erik Figueiredo, Luiz Renato Lima, Alexandre Loures e Celina Oliveira
Apêndice A
Tabela -1: Lista de países
África do Sul Emirados Árabes Unidos Japão
Alemanha Equador Malásia
Angola Espanha México
Arábia Saudita Estados Unidos Nigéria
Argélia Filipinas Noruega
Argentina Finlândia Paraguai
Austrália França Peru
Áustria Grécia Polônia
Bélgica Holanda Portugal
Bolívia Hong Kong Reino Unido
Canadá Índia Rússia
Chile Indonésia Suécia
China Irã Suíça
Cingapura Iraque Tailândia
Colômbia Irlanda Taiwan
Coréia do Sul Israel Turquia
Egito Itália Uruguai
RBE Rio de Janeiro v. 68 n. 4 / p. 481–496 Out-Dez 2014
... A utilização do modelo gravitacional para medir o viés doméstico do comércio brasileiro em relação à comercialização internacional foi estudada de forma pioneira por Hidalgo e Vergolino (1998), que, ao analisar os impactos das fronteiras no padrão comercial da região Nordeste com o resto do país e com o exterior, concluíram que aquela região apresenta um forte viés doméstico em seu comércio. A análise do efeito-fronteira para o Brasil e suas regiões foi feita ainda por Silva et al. (2007), Daumal e Zignago (2008), Silva e Almeida (2009), Leusin Jr e Azevedo (2009), Farias e Hidaldo (2012) e Figueiredo et al. (2014). ...
... Mais recentemente, Figueiredo et al. (2014) utilizaram um modelo gravitacional, seguindo a estrutura da equação e as orientações de Anderson e van Wincoop (2003), e o estimaram utilizando o método dos modelos quantílicos censurados. Os autores encontraram para o efeito-fronteira resultados de menor magnitude do que os de outros trabalhos, fato que, de acordo com sua avaliação, seria decorrente de problemas de especificação e de métodos inadequados para estimar os modelos estudados anteriormente, especialmente por não tratarem do problema da heterocedasticidade de forma eficiente. ...
Article
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O objetivo deste trabalho é explicar o quanto o efeito-fronteira interferiu nas negociações comerciais goianas no ano de 2009. Esse efeito foi estimado empiricamente por meio do estimador Poisson Pseudo-Maximum-Likelihood (PPML), utilizando dados de corte seccional para os 20 principais parceiros comerciais internacionais do Estado de Goiás, mais 26 Unidades Federativas brasileiras. Mesmo que Goiás venha expandindo os produtos comercializados por meio dos incentivos de políticas públicas e por meio da capacidade empreendedora dos agentes econômicos, os resultados encontrados no estudo indicam que os produtos comercializados por Goiás são, em sua maioria, da agroindústria e que o comércio goiano com as Unidades Federativas brasileiras é significativamente maior do que o comércio com regiões internacionais, apontando assim um forte viés doméstico. Para as Unidades Federativas brasileiras que dividem fronteiras com Goiás, os resultados dão pistas de que o comércio é, em média, maior do que com as demais.
... In disagreement with Santos Silva and Tenreyro (2006), they suggested the use of the standard Heckman sample-selection two-step estimator. Figueiredo et al. (2014) verified, by using the gravity model, the border effect for Brazilian international trade in the 1998-1999 period. The coefficient of the distance variable indicated a negative relationship between the geographic distance and the commercial flow, which is largely corroborated by the existing literature. ...
Article
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This article delivers a theoretical overview of the gravity model and some of its main applications. The goal is as well to provide some criticism and to discuss the effectiveness of this widely used model. The model, in fact, not only did not lose its appeal over time but, on the contrary, it continued to develop and to become more reliable and relevant. It becomes clear that, although it has some problems and limitations, the gravity model is still a widely used and compelling tool, especially in the trade flow area. _________ Jelen cikk a gravitációs modellről és annak fő alkalmazásairól nyújt áttekintést. A tanulmány további célja a széleskörben használt modell hatékonyságának megvitatása. A modell nem csak, hogy nem veszített népszerűségéből, hanem megbízhatóbbá és relevánsabbá vált. Világos, hogy a modell korlátai ellenére még mindig széleskörben bevett vizsgálati eszköz, különösen a kereskedelem terén.
... Anderson (2010) e Baldwin e Taglioni (2011) ressaltaram que o uso dessa variável seria inapropriado, uma vez que seu cálculo tem por base um valor adicionado (não considera os bens de consumo intermediário), enquanto as variáveis representativas do fluxo comercial são medidas em termos brutos 4 . A alternativa utilizada pelos estudos (FIGUEIREDO et al., 2014;BALTAGI et al., 2014;FIGUEIREDO, LIMA e SCHAUR, 2016) para contornar esse problema tem sido retirar o PIB das estimativas e incorporar efeitos fixos país importador-ano e país exportador-ano. A inclusão dessas variáveis permite captar o efeito da renda sobre o comércio, além de outras características não observáveis específicas de cada país e variantes no tempo, tais como termos de resistência multilateral, infraestrutura e dotação de fatores. ...
Article
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Due to the importance of the exchange rate in foreign trade and given that fluctuations in the exchange rate can modify the scale of prices among countries, this research aimed to identify the impact of the volatility of bilateral real exchange rate on trade flows among the South American countries. For that purpose, a gravity model was estimated using a sample of nine countries for a period between 1997 and 2011. The method used in the estimation of equations was the Poisson-Pseudo Maximum Likehood (PPML) model. The results showed that instability in exchange rates is detrimental to trade relations among the countries of South America, since greater exchange rate uncertainty pushes economic agents, in the long run, towards reducing their international trade activities due to high exposure to risk. Another important result was that Mercosul member countries have indeed benefited from the advantages offered by the block, such as the reduction of trade tariffs. Regarding the variable used to detect the effect of the subprime crisis in 2008, it was found an increase in the trade flow by South American countries in this period.
Research
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This paper investigates the role of Regional Trade Agreements (RTAs) on bilateral international migration. By increasing the information on the potential destination country, RTAs may favour bilateral migration fl ows among member countries. Building on the gravity model for migration by Anderson (2011), our econometric strategy controls for the multilateral resistance to migration (Bertoli and Fernandez-Huertas Moraga, 2013) and solves the zero migration fl ows problem by using a censored quantile regression approach. Further, the endogeneity problem of RTAs in migration settlement is addressed by using IV censored quantile regression (Chernozhukov and Hansen 2008). Our results suggest that the presence of a RTA stimulates the migration fl ows among member countries. The pro-migration effect of RTAs is magnifi ed if the agreement includes also provisions easing bureaucratic procedures for visa and asylum among member countries. Finally, we fi nd a non-linear effect of RTAs across the quantiles of the distribution of migration settlements
Article
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This paper analyzes the border effect for Brazilian goods market and its regions in 1999. This effect was quantified empirically by using cross-sectional data in a gravitational model for twenty-six Brazilian states plus the Federal District and forty other countries. Despite Brazil's involvement in commercial opening in the 90's, as well as important regional trade agreements such as Mercosul, we noticed that Brazil and some of its regions have high cross-border costs. The finding results of this equation suggest a trade 33 times higher between Brazilian states than the international trade of these states. Regarding each Brazilian region, the border effect found for intra-national trade among Northeast and North regions is significantly higher than the border effect for Southeast and Southern regions.
Article
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This paper analyzes the border effect for Brazilian goods market and its regions in 1999. This effect was quantified empirically by using cross-sectional data in a gravitational model for twenty-six Brazilian states plus the Federal District and forty other countries. Despite Brazil's involvement in commercial opening in the 90's, as well as important regional trade agreements such as Mercosul, we noticed that Brazil and some of its regions have high cross-border costs. The finding results of this equation suggest a trade 33 times higher between Brazilian states than the international trade of these states. Regarding each Brazilian region, the border effect found for intra-national trade among Northeast and North regions is significantly higher than the border effect for Southeast and Southern regions.
Article
This paper investigates the role of regional trade agreements (RTAs) on bilateral international migration. Building on a gravity model for migration, our econometric strategy controls for the multilateral resistance to migration and solves the zero migration flows problem by using a censored quantile regression approach. Further, the endogeneity problem of RTAs in migration settlement is addressed by using instrumental variable censored quantile regression. Our results suggest that the presence of a RTA stimulates the migration stocks among member countries. The pro-migration effect of RTAs is magnified if the agreement includes also provisions easing bureaucratic procedures for visa and asylum among member countries. Finally, we find an asymmetric effect of RTAs across the quantiles of the distribution of migration settlements.
Article
This paper describes seven salient features of trade integration in the 21st century: trade integration has been more rapid than ever (hyperglobalization); it is dematerialized, with the growing importance of services trade; it is democratic, because openness has been embraced widely; it is criss-crossing because similar goods and investment flows now go from South to North as well as the reverse; it has witnessed the emergence of a mega-trader (China), the first since Imperial Britain; it has involved the proliferation of regional and preferential trade agreements and is on the cusp of mega-regionalism as the world's largest traders pursue such agreements with each other; and it is impeded by the continued existence of high barriers to trade in services. Going forward, the trading system will have to tackle three fundamental challenges: in developed countries, the domestic support for globalization needs to be sustained in the face of economic weakness and the reduced ability to maintain social insurance mechanisms. Second, China has become the world's largest trader and a major beneficiary of the current rules of the game. It will be called upon to shoulder more of the responsibilities of maintaining an open system. The third challenge will be to prevent the rise of mega-regionalism from leading to discrimination and becoming a source of trade conflicts. We suggest a way forward -- including new areas of cooperation such as taxes -- to maintain the open multilateral trading system and ensure that it benefits all countries.
Article
I propose a simple solution to the distance puzzle in international trade. Contrary to existing estimates of persistent or increasing distance effects on trade, I offer robust evidence that the impact of distance on trade has fallen steadily over time.