Poliana Daré Zampirolli Universidade Estadual do Norte ... - SOBER

Autores do Artigo:
Poliana Daré Zampirolli
Universidade Estadual do Norte Fluminense - UENF
Centro de Ciências e Tecnologias Agropecuárias - CCTA
Laboratório de Engenharia Agrícola – Setor de Economia Rural
Av. Alberto Lamego, 2000 – Parque Califórnia
CEP 28.013-600 – Campos dos Goytacazes-RJ
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Niraldo José Ponciano
Universidade Estadual do Norte Fluminense – UENF
Centro de Ciências e Tecnologias Agropecuárias - CCTA
Laboratório de Engenharia Agrícola – Setor de Economia Rural
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CEP 28.013-600 – Campos dos Goytacazes-RJ
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Adelmo Golynski
Universidade Estadual do Norte Fluminense – UENF
Centro de Ciências e Tecnologias Agropecuárias - CCTA
Laboratório de Engenharia Agrícola – Setor de Economia Rural
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André Assis Pires
Universidade Estadual do Norte Fluminense – UENF
Centro de Ciências e Tecnologias Agropecuárias - CCTA
Laboratório de Fitotecnia – Setor de Nutrição Mineral de Plantas
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CEP 28.013-600 – Campos dos Goytacazes-RJ
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GRUPO: 1 – COMERCIALIZAÇÃO, MERCADOS E PREÇOS AGRÍCOLAS
O TRABALHO SERÁ APRESENTADO NA FORMA DE PÔSTER

COMERCIALIZAÇÃO, TAXA DE CRESCIMENTO E VARIAÇÃO SAZONAL DOS
PREÇOS DA GOIABA PRODUZIDA NA REGIÃO NORTE FLUMINENSE
Poliana Daré Zampirolli 1
Niraldo José Ponciano 2
Adelmo Golynski 3
André Assis Pires 4
RESUMO
Objetivou-se neste estudo analisar alguns aspectos da comercialização, as taxas de
crescimento dos preços e os índices de variação sazonal, entre os níveis de produtor e atacado
da goiaba produzida na Região Norte Fluminense. Constatou-se, inicialmente, que a Região
Norte Fluminense participa com uma quantidade representativa na produção de goiaba no
Estado do Rio de Janeiro, sendo que grande parte da produção de goiaba se destina ao
mercado das agroindústrias e o restante é comercializado no mercado atacadista da CEASA-
RJ. Com relação ao comportamento dos preços, houve um declínio mais acentuado dos preços
em nível de produtor do que em nível de atacado. De acordo com o índice sazonal, os preços
estão acima da média nos meses de janeiro a julho e abaixo da média nos demais meses. Em
nível de atacado, os preços estão acima da média nos meses de janeiro, julho, setembro a
dezembro e abaixo da média nos demais meses.
Palavras-chaves: Comercialização, mercado de frutas e índice sazonal.
INTRODUÇÃO
O Brasil é o maior produtor mundial de frutas tropicais e, graças às suas condições de
solo e de clima diversificadas, pode também se dedicar ao plantio de fruteiras de clima
temperado e subtropical, produtos com elevado potencial para o mercado externo (Morgado et
al., 2004).
O mercado mundial de frutas frescas movimenta cerca de US$ 20 bilhões/ano. Os
maiores países exportadores de frutas são os EUA, a Espanha e a Itália, que são responsáveis
por mais de 1/3 do valor das exportações mundiais. A maior parte das exportações desses
países é constituída de frutas de clima temperado. Na América Latina, Chile e Equador são os
maiores exportadores de frutas frescas. O Chile concentra as suas exportações em frutas de
clima temperado, enquanto o Equador é, basicamente, exportador de banana. As exportações
brasileiras de frutas frescas têm oscilado em torno de US$ 100 milhões/ano, o que representa
0,5% do mercado mundial de frutas frescas e 0,8% do mercado mundial de frutas tropicais
(Orioli et al., 1999).
O Brasil é um dos maiores produtores de goiaba do mundo. A área plantada com essa
fruta duplicou de 1993 a 2003 no Brasil, passando de 8.636 hectares para 17.776 ha. Segundo
dados do IBGE (2004), a Região Sudeste produziu, no ano de 2003, cerca de 6.496 ha de
goiaba, sendo que no Estado do Rio de Janeiro, a área cultivada foi de 618 ha. Destes, 140 ha
pertencem à Região Norte Fluminense, onde a produção de frutas vem sendo incentivada e
adotada como alternativa de investimento na agricultura.
1 Doutoranda em Produção Vegetal da Univ. Est. do Norte Fluminense, Campos, RJ. E-mail: poliana@uenf.br
2 Professor da Universidade Estadual do Norte Fluminense, Campos, RJ. E-mail: ponciano@uenf.br
3 Doutorando em Produção Vegetal da Univ. Est. do Norte Fluminense, Campos, RJ. E-mail: adelmo@uenf.br
4 Doutorando em Produção Vegetal da Univ. Est. do Norte Fluminense, Campos, RJ. E-mail: assis@uenf.br
1

A Região Norte Fluminense possui grande potencial para a expansão da produção de
frutas, o qual já começa a ser explorado de forma pioneira com o cultivo de algumas espécies
de ampla aceitação no mercado. Esse é o caso, em particular, da goiaba, cujo cultivo vem se
desenvolvendo no decorrer dos últimos anos, estimulados pelas potencialidades da Região,
quer no que diz respeito aos aspectos de clima e solo, quer no que se refere ao mercado.
Objetivou-se neste estudo analisar alguns aspectos da comercialização, as taxas de
crescimento dos preços e os índices de variação sazonal, entre os níveis de produtor e atacado
da goiaba produzida na Região Norte Fluminense.
Fonte de dados
MATERIAL E MÉTODOS
A pesquisa realizada teve como foco o processo de comercialização da goiaba
produzida na Região Norte Fluminense e destinada ao mercado da cidade do Rio de Janeiro.
Os dados empregados se referem aos preços mensais da goiaba no mercado atacadista da
CEASA-RJ, e também aos preços recebidos pelos produtores, que foram levantados junto ao
IBGE. Não foi possível o levantamento dos preços recebidos pelos varejistas, devido à falta
de informações de séries de preços da goiaba no mercado nesse nível do mercado. Todas
essas informações foram coletadas, mensalmente, para o período referente a janeiro/2001 a
julho/2004. As séries de preços, inicialmente expressas em moeda corrente da época e em
termos nominais, foram uniformizadas e posteriormente deflacionadas pelo Índice Geral de
Preços – Disponibilidade Interna (IGP-DI), da Fundação Getúlio Vargas (Base: agosto/2004 =
100), possibilitando a obtenção de preços reais.
Taxa média geométrica de crescimento
Para estimar a magnitude das variações ocorridas nas séries de preços no decorrer do
período estudados, pretende-se usar a taxa média geométrica de crescimento. Segundo
Munhoz (1989), essa taxa é apropriada a situações em que uma variável qualquer registra
tendência de crescimento (positivo ou negativo) a taxas não homogêneas – como nas séries
relativas a produção, nível de emprego, faturamento, salários, arrecadação tributária, carga
transportada, etc., onde uma infinidade de fatores tende a contribuir para que a evolução do
fenômeno obedeça a ritmos diferenciados, em distintos períodos. O cálculo da taxa média
geométrica de crescimento será possível mediante o ajustamento, a partir da série de pontos
observados, da função exponencial.
i
t
Y = ab
( 1)
em
que:
Yi = variável
dependente (conhecida, pois seriam os valores observados da variável “Y” nos
“i” períodos)
b = (1+r)
t = tempo ou períodos (1, 2, 3, 4, ..., n)
Com
o auxilio de logarítmos pode-se linearizar a função (1), obtendo-se:
logYi ( log b)
= log a + t
(2)
2

ou, fazendo:
tem-se:
logYi = y ’
log a = a ’
l og b log 1+
r =
( ) b
= ’
y’ = a ’ + b’t
(3)
Após
o ajustamento (pelo método dos mínimos quadrados), encontra-se a taxa média
geométrica
de crescimento
(r), que pode ser anual ou mensal, dependendo do período
considera do. Apenas identificando-se o antilog de b’ [ou antilog (1+r)] e subtraindo-se 1:
[ antilog(
b'
) 1]
r −
= (4)
Padrão de variação estacional através do uso da média geométrica móvel
Para
obter o padrão de variação estacional das séries de preço, empregou-se o método
da média geométrica móvel centralizada, descrito em Hoffmann (1991). Na
obtenção do
padrão
de variação estacional com o uso da média geométrica móvel, pressupos-se
que o
preço, num determinado instante t (Pt = Pij, sendo que i = 1, 2, ..., n indica o ano e j = 1, 2, ...,
12 indica o mês) é constituído de três componentes:
a) uma tendência exponencial AB t = exp{a + bt}, com a mesma unidade de medida do preço,
onde a = lnA e b = lnB são os parâmetros;
b) um componente estacional adimensional εj tal que:
12
∏ ε j = 1
j=
1
c) um fator aleatório adimensional U , com E(lnU ) = 0
Assim, tem-se:
P = P = AB ε U
t
ij
t
l
t
t t
Pode-se demonstrar
que o componente estacional pode ser eliminado calculando-se a
média
geométrica móvel centralizada de doze termos (Gt), dada por:
12 0,
5
0,
5
G t Pt
−6
⋅ Pt
−5
⋅⋅
⋅ Pt
⋅⋅
⋅ Pt
+ 5 ⋅ Pt
+ 6
= (7)
Pode ser provado, ainda, que as diferenças dij
= dt = ln Pt – lnGt ou dij = lnDij, onde
Dij= D t = Pt/Gt são estimativas não tendenciosas dos componentes estacionais, sendo os
valores 100Dt = exp{dt} denominados índices
estacionais. Para se obter estimativas mais
eficientes
dos componentes estacionais, deve-se calcular a média aritmética dos valores de dij
v
referentes a um mesmo mês ( d j ):
j
*
j
d = ln D
(8)
3
(5)
(6)

em que
*
D j é a média geométrica dos
Dij para o j-ésimo mês, ou seja:
D
⎡
⎢⎛
= ⎜
⎢
⎢⎣
se
7 ≤ j ≤ 12 e,
se 1 ≤ j ≤ 6.
modo,
( *
j
⎤
⎥
⎥
⎥⎦
−
∏ ⎟
⎝ i=1
⎠
n
*
j
1
1 ⎞ n−1
D ij
(9)
1 ⎡ ⎤
n
⎢⎛
⎞ n−1
*
D ⎜ ⎟ ⎥
j =
⎢ ∏ Dij
(10)
⎝ ⎠
⎥
i=
2
⎢⎣
⎥⎦
Uma vez que, de acordo com a condição (b) do modelo, , ou, de outro
12
∑
1
ln
ε 0 , é desejável que o produto das doze estimativas dos fatores estacionais
j =
D ) seja
igual a um ou, de modo semelhante, que a soma dos d j seja igu al a zero. Quando
*
isso não ocorre, deve-se dividir cada D pela correção
12 ⎛ * ⎞
C = ⎜∏
DJ
⎟
⎝ J = 1 ⎠
ou, de modo equivalente, subtrair de cada
12
∑
j=
1
1
12
j
d j o valor da correção
12
∏
i=
1
ε
j
= 1
1
c = d j
(12)
12
Disso
resulta que as estimativas dos erros estacionais são dadas por
ˆ
j =
*
D j
C
ε (13)
que
é equivalente a
ˆ ε j =
{ c}
(11)
exp d j − (14)
4

Essas estimativas, multiplicadas por cem ( 100εˆ
) consistem nos índices sazonais, que
caracterizam o padrão de variação
estacional do preço do produto.
Para
calcular a dispersão dos dij relativos a determinado mês faz-se a estimativa do
desvio padrão, através de:
1
2
s j = ( dij
− d j )
(15)
n − 2
se 7 ≤ j ≤ 12, ou
s
j
=
se
1 ≤ j ≤ 6.
1
n − 2
∑ − n 1
i=
1
n
∑
i=
2
( d
ij
− d
j
Por definição, o índice de irregularidade
(Sj) consiste em:
Sj= ex p {sj}
)
2
Como Dij= exp {dij},o valor de Sj é uma medida da dispersão dos Dij relatva ao j-ésimo
mês. Assim,
para cada mês, obtém-se um intervalo da dispersão dos índices estacionais, cujos
limites superior e inferior resultam da multiplicação e divisão do índice
sazonal pelo índice de
irregularidade, respectivamente.
RESULTADOS E DISCUSSÃO
Origem da goiaba comercializada na CEASA-RJ
Na Figura 1 demonstra-se o volume comercializado de goiaba na CEASA-RJ. Como
pode-se observar, a maior parte da goiaba comercializada nos últimos
anos tem como origem
o Estado do Rio de Janeiro,
sendo que São Paulo participa com uma quantidade bem
representativa. Com relação aos Estados de Minas Gerais, Bahia e Espírito Santo, estes
participam com uma pequena quantidade no volume
comercializado, fornecendo maior
quantidade da fruta nos meses de entressafra.
5
j
(16)

100%
90%
80%
70%
60%
50%
40%
30%
20%
10%
0%
1998 1999 2000 2001 2002 2003
BA MG SP ES RJ
Figura 1 – Participação dos estados no volume comercializado de goiaba no mercado
atacadista da CEASA-RJ, nos anos de 1998 a 2003.
Como pode ser observado na Figura 2, a produção se concentra principalmente na
Região Metropolitana do Estado. Entretanto, a participação da Região Norte é bastante
expressiva, respondendo por cerca de 21% da produção no ano de 2003. Nesse ano, a Região
Norte Fluminense produziu cerca de 2.329 toneladas de goiaba, dos quais comercializou
apenas 106,85 toneladas na CEASA-RJ. Segundo Brandão (2004), os produtores de goiaba do
Norte Fluminense colocam sua produção na forma tradicional, ou seja, uma parcela no
mercado de frutas frescas e uma parcela para produtores de doces da região e regiões
vizinhas. Com os investimentos que vêm sendo feitos na melhoria dos pomares,
principalmente pela introdução de irrigação, a produtividade e a produção irão crescer e a
ampliação do mercado será necessária. Os produtores da Região participam da promoção do
Guatchup, novo produto com potencial para ampliar substancialmente o mercado dessa fruta.
6

Metropolitana
55%
Noroeste
10%
Sul
3%
Baixadas
0%
Norte
21%
Centro
11%
Figura 2 – Participação de cada mesorregião geográfica na quantidade produzida de goiaba no
Rio de Janeiro, no ano de 2003.
Taxa média geométrica de crescimento
A Figura 3 apresenta a evolução dos preços médios mensais corrigidos da goiaba, em
nível de produtor, onde se pode observar uma nítida tendência de declínio dos preços
recebidos no decorrer do período. Através da taxa média geométrica de crescimento,
constatou-se que o preço da fruta decresceu a uma taxa significativa de -1,41% ao mês no
período analisado. Em janeiro de 2001 o preço médio pago pela fruta era de R$ 0,66/Kg e em
julho de 2004 o preço pago foi de R$ 0,41/Kg, ou seja, um decréscimo de R$ 0,25/Kg da
fruta.
Valor (R$/Kg)
0,80
0,60
0,40
0,20
0,00
jan
fev
mar
abr
mai
jun
jul
ago
set
out
nov
dez
jan
fev
mar
abr
mai
jun
jul
ago
set
out
nov
dez
jan
fev
mar
abr
mai
jun
jul
ago
set
out
nov
dez
jan
fev
mar
abr
mai
jun
jul
Meses
Produtor Tendência
Figura 3 – Preços médios mensais corrigidos de goiaba, em nível de produtor, de janeiro/2001
a julho/2004.
Na Figura 4, pode-se observar a variação mensal dos preços reais da goiaba, em nível
de atacado. Contrariamente ao que se observa em nível de produtor, não se constata uma
tendência acentuada de queda nos preços. Em janeiro de 2001 o preço médio da fruta era de
7

R$ 1,70/Kg e em julho de 2004 o preço foi de R$ 2,21/Kg. Apesar disso, obteve-se uma taxa
geométrica de crescimento negativa e significativa, da ordem de -0,35% ao mês no período
analisado.
Valor (R$/Kg)
4,00
3,00
2,00
1,00
0,00
jan
fev
mar
abr
mai
jun
jul
ago
set
out
nov
dez
jan
fev
mar
abr
mai
jun
jul
ago
set
out
nov
dez
jan
fev
mar
abr
mai
jun
jul
ago
set
out
nov
dez
jan
fev
mar
abr
mai
jun
jul
Meses
Atacado Tendência
Figura 4 – Preços médios mensais corrigidos de goiaba, no mercado atacadista da CEASA-
RJ, de janeiro/2001 a julho/2004.
Partindo dos valores estimados das taxas geométricas de crescimento, pode-se concluir
que os preços recebidos pelos produtores declinaram mais do que os preços em nível de
atacado. Isso é um indício de que a margem de comercialização do atacadista pode ter
ampliado no decorrer do período.
Padrão sazonal dos preços de goiaba
A Figura 5 mostra o índice sazonal dos preços recebidos pelos produtores. Os índices
mínimo e máximo foram registrados em novembro e janeiro, respectivamente. O índice
mínimo caracteriza o período de safra, em geral com preços baixos, e o índice máximo
identifica o período de entressafra, com preços altos.
De acordo com o índice sazonal, os preços estão acima da média nos meses de janeiro
a julho e abaixo da média nos demais meses. Observa-se que o limite superior do índice de
sazonalidade de outubro a dezembro é inferior ao índice sazonal médio anual, que é 100,
evidenciando que, apesar das irregularidades do período, os preços recebidos pelos
produtores, nesses meses, vêm se situando abaixo da média, independente de quaisquer
conjunturas.
Os índices de irregularidade mostram que as variações sazonais dos preços de goiaba
em relação ao índice sazonal médio mensal obedecem a um padrão definido de
comportamento sazonal, durante o ano. Entretanto, são observadas maiores amplitudes nos
meses de janeiro, março e abril.
8

150
100
50
jan fev mar abr mai jun jul ago set out nov dez
Índice sazonal Limite superior Limite inferior
Figura 5 – Padrão sazonal dos preços médios mensais corrigidos de goiaba, em nível de
produtor, de janeiro/2001 a julho/2004.
A Figura 6, que exibe o comportamento do índice de sazonalidade para os preços no
atacado, permite constatar que os índices mínimo e máximo ocorrem em março e dezembro,
respectivamente.
De acordo com o índice sazonal, os preços estão acima da média nos meses de janeiro,
julho, setembro a dezembro e abaixo da média nos demais meses. Observa-se que de março a
junho, o limite superior do índice é inferior ao índice sazonal médio anual, que é 100,
evidenciando que, apesar das irregularidades do período, os preços recebidos pelos
atacadistas, nesses meses, vêm se situando abaixo da média.
Os índices de irregularidades mostram que as variações sazonais dos preços de goiaba
em relação ao índice sazonal médio mensal obedecem a um padrão definido de
comportamento sazonal, durante o ano. Porém, se observam maiores amplitudes nos meses de
janeiro, agosto e dezembro.
150
100
50
jan fev mar abr mai jun jul ago set out nov dez
Índice sazonal Limite superior Limite inferior
Figura 6 – Padrão sazonal dos preços médios mensais corrigidos de goiaba, no mercado
atacadista da CEASA-RJ, de janeiro/2001 a julho/2004.
9

CONCLUSÕES
Os resultados encontrados na pesquisa mostram que a Região Norte Fluminense
participa com uma quantidade representativa na produção de goiaba do Estado do Rio de
Janeiro, sendo que grande parte da produção se destina ao mercado das agroindústrias e o
restante é comercializado no mercado atacadista da CEASA-RJ.
Com relação ao comportamento dos preços, observou-se que os preços reais em nível
de produtor declinaram mais que os recebidos pelos atacadistas. Isso, provavelmente, se deve
ao fato dos preços em nível de produtor serem os pagos pelas agroindústrias, que estabelecem
contratos de fornecimento do produto, reajustando os preços em níveis insuficientes para
impedir sua queda real no decorrer dos anos. Por essa mesma razão, os preços recebidos pelos
produtores mostraram poucas variações sazonais, em virtude de serem estes estabelecidos por
meio de contrato, não refletindo, portanto, as flutuações da oferta e procura no decorrer do
ano.
Já os preços em nível de atacado, não fixados por meio de contratos, experimentam
maiores variações sazonais. Observou-se que nos meses de entressafra ocorrem elevações nos
preços da fruta, o contrário sendo observado nos meses de regularização da oferta. Concluiuse
ainda que essas flutuações são seguidas, no mesmo sentido, por variações nas margens de
comercialização do atacadista.
REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS
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Revista de Política Agrícola, Brasília, 2 (2): 78-86.
CEASA-RJ – Centrais de Abastecimento do Estado do Rio de Janeiro;
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Governo do Estado do Rio de Janeiro.
Hoffmann, R. (1990) Estatística para economistas. 2. ed. São Paulo: Biblioteca Pioneira de
Ciências Sociais, 426p.
Marques, P. V., Aguiar, D. R. D. de (1993) Comercialização de produtos agrícolas. São
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Morgado, I. F., Aquino, C. N. P., Terra, D. C. T. (2004) Aspectos econômicos da cultura do
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Fruticultura, Jaboticabal, 26 (1): 44-47.
Munhoz, D. G. (1989) Economia aplicada: técnicas de pesquisa e análise econômica.
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Orioli, A. L., et al. (1999) Pólo agroindustrial associado à fruticultura irrigada na Região
Noroeste Fluminense. Brasília: CAMPO, 172p.
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