O efeito da internet sobre o comércio internacional brasileiro: Uma análise à luz do modelo gravitacional

Carmo, Alex Sander Souza do

doi:10.5935/0034-7140.20220021

Alex Sander Souza do Carmo ✉ acarmo@uepg.br

Departamento de Economia da Universidade Estadual de Ponta Grossa (UEPG). Praça Santos Andrade, nº 1, Centro, Ponta Grossa, PR, CEP 84010-919, Brasil

http://orcid.org/0000-0003-1867-8306

✉ acarmo@uepg.br

Variável Explicativa		Variável dependente: Z_ij,t=
Variável Explicativa	EXP_ijt (1)	IMP_ijt (2)	TOT_ijt (3)	EXP_ijt (4)	IMP_ijt (5)	TOT_ijt (6)
ln (PIB_i,t ∗ PIB_i,t)	0,7882^* * , (0,0177)	0,9118^* * , (0,0139)	0,8436^* * , (0,0143)	0,8110^* * , (0,0752)	0,4332^* * , (0,0809)	0,6446^* * , (0,0687)
ln (DIST_i,j)	-0,2379^* ***** denotam, respectivamente, 1%, 5% e 10% de significância; (0,1305)	-0,2962^ e (0,1183)	-0,2676^ e (0,1202)	-	-	-
ln NET_i,t ∗ NET_j,t	-0,0486^* ***** denotam, respectivamente, 1%, 5% e 10% de significância; (0,0259)	-0,1120^* * , (0,0224)	-0,0776^* * , (0,0278)	0,0760^* * , (0,0216)	0,1311^* * , (0,0306)	0,0975^* * , (0,0219)
ADJ_ij	0,7732^* * , (0,1452)	0,8291^* * , (0,1529)	0,7910^* * , (0,1978)	-	-	-
IDIOMA_ij	0,3702^* * , (0,0750)	-0,0542^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,0795)	0,2169^* * , (0,1328)	-	-	-
RTA_ij,t	1,1153^* * , (0,0907)	1,0426^* * , (0,1243)	1,0820^* * , (0,1894)	-	-	-
ln (TCERB_ij,t)	-0,4922^* * , (0,1297)	-0,4506^* * , (0,1144)	-0,4751^* * , (0,1192)	-0,1143^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,1004)	-0,3118^* * , (0,0847)	-0,1948^ e (0,0880)
Efeito fixo (δ_j)	Não	Não	Não	Sim	Sim	Sim
Efeito temporal (γ_t)	Sim	Sim	Sim	Sim	Sim	Sim
Nº de observações	2.680	2.680	2.680	2.680	2.680	2.680
Pseudo R²	0,87	0,88	0,90	0,97	0,98	0,98

Variável Explicativa		Variável dependente: Z_ij,t=
Variável Explicativa	EXP_ijt (1)	IMP_ijt (2)	TOT_ijt (3)	EXP_ijt (4)	IMP_ijt (5)	TOT_ijt (6)
ln (PIB_i,t ∗ PIB_i,t)	0,7916^* * , (0,0186)	0,9171^* * , (0,0151)	0,8478^* * , (0,0146)	0,7903^* * , (0,0670)	0,4612^* * , (0,0779)	0,6443^* * , (0,0611)
ln (DIST_i,j)	-0,2355^* ***** denotam, respectivamente, 1%, 5% e 10% de significância; (0,1320)	-0,2976^ e (0,1200)	-0,2664^ e (0,1232)	-	-	-
ln NET_i,t ∗ NET_j,t	-0,0575^ e (0,0264)	-0,1286^* * , (0,0231)	-0,0900^* * , (0,0289)	0,0825^* * , (0,0222)	0,1019^* * , (0,0322)	0,0866^* * , (0,0227)
ADJ_ij	0,7738^* * , (0,1471)	0,8476^* * , (0,1556)	0,7995^* * , (0,2012)	-	-	-
IDIOMA_ij	0,3699^* * , (0,0765)	-0,0588^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,0814)	0,2148^* * , (0,1363)	-	-	-
RTA_ij,t	1,1107^* * , (0,0921)	1,0102^* ***** denotam, respectivamente, 1%, 5% e 10% de significância; (0,1269)	1,0659^* * , (0,1923)	-	-	-
ln (TCERB_ij,t)	-0,4188^* * , (0,1289)	-0,4295^* * , (0,1144)	-0,4235^* * , (0,1262)	-0,1136^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,0900)	-0,2552^* * , (0,0890)	-0,1702^ e (0,0792)
Efeito fixo (δ_j)	Não	Não	Não	Sim	Sim	Sim
Efeito temporal (γ_t)	Sim	Sim	Sim	Sim	Sim	Sim
Nº de observações	2.546	2.546	2.546	2.546	2.546	2.546
Pseudo R²	0,86	0,88	0,90	0,97	0,98	0,98

Variável Explicativa		Variável dependente: Z_ij,t=
Variável Explicativa	ln(EXP_ijt) (1)	ln(IMP_ijt) (2)	ln(TOT_ijt) (3)	ln(EXP_ijt) (4)	ln(IMP_ijt) (5)	ln(TOT_ijt) (6)
ln (PIB_it ∗ PIB_jt)	0,7535^* * , (0,1469)	1,1833^* * , (0,1559)	0,7257^* * , (0,4538)	0,6962^* * , (0,1252)	1,0903^ e (0,4384)	0,6682^* * , (0,1368)
ln (NET_it ∗ NET_jt)	0,1403^* * , (0,0483)	-0,0607^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,0452)	0,1205^* * , (0,0945)	-	-	-
ln (TCER_ij,t)	0,2469^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,2477)	0,4291^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,2484)	0,2318^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,4922)	-	-	-
ln (NET_i,t-1 ∗ NET_j,t-1	-	-	-	0,1366^* * , (0,0462)	-0,0751^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,1011)	0,1100^ e (0,0437)
ln (TCER_ij,t-1)	-	-	-	0,2259^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,2034)	0,1139^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,4129)	0,1460^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,2054)
Efeito temporal (γ_t)	Sim	Sim	Sim	Sim	Sim	Sim
Teste de Hausman	87,72^* * ,	97,60^* * ,	108,94^* * ,	86,21^* * ,	80,85^* * ,	102,82^* * ,
Nº de observações	2.656	2.495	2.661	2.526	2.374	2.531
R² (overall)	0,71	0,68	0,74	0,71	0,68	0,73

Variável Explicativa	EXP_ijt (1)	IMP_ijt (2)	TOT_ijt (3)	EXP_ijt (4)	IMP_ijt (5)	TOT_ijt (6)
ln (PIB_it ∗ PIB_jt)	0,8041^* * , (0,0743)	0,4239^* * , (0,0775)	0,6368^* * , (0,0663)	0,7805^* * , (0,0655)	0,4429^* * , (0,0718)	0,6310^* * , (0,0570)
ln (NET_i,t ∗ NET_j,t)	0,0768^* * , (0,0211)	0,1344^* * , (0,0301)	0,0996^* * , (0,0211)	-	-	-
D ∗ ln (NET_i,t ∗ NET_j,t)	0,0227^* ***** denotam, respectivamente, 1%, 5% e 10% de significância; (0,0124)	0,0192^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,0199)	0,0203^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,0138)	-	-	-
ln (TCER_ij,t)	-0,0663^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,1068)	-0,2691^* * , (0,0944)	-0,1508^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,0951)	-	-	-
ln (NET_i,t-1 ∗ NET_j,t-1	-	-	-	0,0835^* * , (0,0211)	0,1087^* * , (0,0310)	0,0901^* * , (0,0216)
D ∗ ln (NET_i,t-1 ∗ NET_j,t-1)	-	-	-	0,0276^ e (0,0133)	0,0323^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,0207)	0,0294^ e (0,0171)
ln (TCER_ij,t-1)	-	-	-	-0,0539^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,0968)	-0,1804^* ***** denotam, respectivamente, 1%, 5% e 10% de significância; (0,1018)	-0,1047^ns ns é não significativo. Os valores das dummies temporais e dos parceiros comerciais foram suprimidos da tabela para poupar espaço. (0,0882)
Efeito fixo (δ_j)	Sim	Sim	Sim	Sim	Sim	Sim
Efeito temporal (γ_t)	Sim	Sim	Sim	Sim	Sim	Sim
Nº de observações	2.680	2.680	2.680	2.546	2.546	2.546
Pseudo R²	0,97	0,98	0,98	0,97	0,98	0,98

\begin{aligned} \ln (Z_{i j, t}) = β_{0} & + β_{1} \ln ({PIB}_{i, t} * {PIB}_{j, t}) + β_{2} \ln ({DIST}_{i j}) \\ + β_{3} \ln ({NET}_{i, t} * {NET}_{j, t}) + β_{4} {ADJ}_{i j} + β_{5} {IDIOMA}_{i j} \\ + β_{6} {LOCK}_{j} + β_{7} {RTA}_{i j, t} + \ln ({TCERB}_{i j, t}) \\ + \sum_{j = 1}^{J} δ_{j} D_{j} + \sum_{j = 1}^{T} γ_{t} D_{t} + \ln u_{i j}, \end{aligned}

Argentina (^*)	Fiji (N)	Portugal (N)	Guiné (S)
África do Sul (N)	Finlândia (N)	Reino Unido (N)	Guiné-Bissau (S)
Albânia (N)	França (N)	República Dominicana (N)	Honduras (S)
Alemanha (N)	Gabão (N)	Rússia (N)	Iêmen (S)
Angola (N)	Geórgia (N)	Santa Lúcia (N)	Índia (S)
Antígua e Barbuda (N)	Granada (N)	São Cristóvão e Névis (N)	Indonésia (S)
Arábia Saudita (N)	Grécia (N)	Suécia (N)	Madagascar (S)
Argélia (N)	Hong Kong (N)	Suíça (N)	Malavi (S)
Áustria (N)	Hungria (N)	Suriname (N)	Mali (S)
Bahamas (N)	Irã (N)	Tailândia (N)	Marrocos (S)
Barbados (N)	Irlanda (N)	Tcheca, República (N)	Mauritânia (S)
Barein (N)	Islândia (N)	Trinidad e Tobago (N)	Moçambique (S)
Bósnia-Herzegovina (N)	Israel (N)	Turquia (N)	Moldávia (S)
Brunei (N)	Itália (N)	Uruguai (N)	Nepal (S)
Bulgária (N)	Jamaica (N)	Armênia (S)	Nicarágua (S)
Canadá (N)	Japão (N)	Bangladesh (S)	Níger (S)
Catar (N)	Jordânia (N)	Benin (S)	Nigéria (S)
Cazaquistão (N)	Letônia (N)	Bolívia (S)	Papua Nova Guiné (S)
Chile (N)	Líbano (N)	Burkina Faso (S)	Quênia (S)
China (N)	Lituânia (N)	Burundi (S)	Salomão, Ilhas (S)
Chipre (N)	Macedônia (N)	Cabo Verde (S)	Senegal (S)
Cingapura (N)	Malásia (N)	Camarões (S)	Serra Leoa (S)
Colômbia (N)	Maldivas (N)	Camboja (S)	Sri Lanka (S)
Coreia do Sul (N)	Malta (N)	Chade (S)	Tanzânia (S)
Costa Rica (N)	Maurício (N)	Congo (S)	Togo (S)
Croácia (N)	México (N)	Costa do Marfim (S)	Tonga (S)
Dinamarca (N)	Noruega (N)	Djibuti (S)	Tunísia (S)
Emirados Árabes Unidos (N)	Nova Zelândia (N)	Egito (S)	Ucrânia (S)
Equador (N)	Omã (N)	El Salvador (S)	Uganda (S)
Eslováquia (N)	Países Baixos (Holanda) (N)	Etiópia (S)	Vanuatu (S)
Eslovênia (N)	Panamá (N)	Filipinas (S)	Vietnã (S)
Espanha (N)	Paraguai (N)	Gâmbia (S)	Zâmbia (S)
Estados Unidos (N)	Peru (N)	Gana (S)
Estônia (N)	Polônia (N)	Guatemala (S)

Variável	Fonte
EXP_ij,t; IMP_ij,t; TOT_ij,t	Os dados das exportações, importações e comércio total (exportações + importações) foram retirados da base BACI, fornecida pelo Centre d'Etudes Prospectives et d'Informations Internationales (CEPII). Para maiores detalhes da base BACI, ver Guillaume e Zignago (2010)Gaulier, G., & Zignago, S. (2010, Octuber). BACI: International trade database at the product-level - The 1994-2007 version (Document de Travail Nos 2010-23). CEPII. http://www.cepii.fr/CEPII/en/publications/wp/abstract.asp?NoDoc=2726 http://www.cepii.fr/CEPII/en/publication... .
PIB_i,t; PIB_j,t	Os PIB’s estão em valores correntes, medidos em dólares dos Estados Unidos. Os dados foram obtidos no site do Fundo Monetário Internacional.
DIST_it	As distâncias geográficas foram retiradas do Centre d'Etudes Prospectives et d'Informations Internationales (CEPII). As distâncias geodésicas foram calculadas seguindo a fórmula do grande círculo, que usa latitudes e longitudes das cidades mais importantes (em termos da população).
NET_i,t; NET_j,t	A porcentagem de usuários da internet foi obtida no International Telecommunication Union, World Telecommunication/ICT Development Report and database.
ADJ_ij; LANG_ij	As duas variáveis dicotômocas foram obtidas no site do Centre d'Etudes Prospectives et d'Informations Internationales (CEPII).
RTA_ij,t	Essa variável dicotômica foi construída pelo autor, assumindo valor igual a 1 para os parceiros comerciais que são membros do MERCOSUL (Argentina, Paraguai e Uruguai) e 0 em caso contrário.
TCER_ij,t	A taxa de câmbio efetiva real foi obtida da base de dados EQCHANGE, publicada pelo Centre d'Etudes Prospectives et d'Informations Internationales (CEPII). Para mais detalhes dessa base, ver Couharde et al. (2017).

Variável	Nº de observações	Média	Desvio Padrão	Mínimo	Máximo
EXP_ijt	2.680	1004691,00	3196888,00	0	461100000,00
IMP_ijt	2.680	861000,40	3008407,00	0	37500000,00
TOT_ijt	2.680	1865692,00	6080082,00	0	82200000,00
ln (PIB_it ∗ PIB_jt)	2.680	10,6056	2,4242	4,5776	17,5778
ln (DIST_ij)	2.680	9,0177	0,4805	7,3982	9,8103
ln (NET_i,t ∗ NET _j,t)	2.680	4,8927	3,1773	-7,5051	8,6961
ADJ_ij	2.680	0,0522	0,2225	0	1
IDIOMA_ij	2.680	0,0373	0,1895	0	1
RTA_ijt	2.680	0,0223	0,1479	0	1
ln (TCER _ij,t)	2.680	-0,2337	0,2508	-1,7285	0,7019

[1] ✉ acarmo@uepg.br

Brasil

Brasil

O efeito da internet sobre o comércio internacional brasileiro: Uma análise à luz do modelo gravitacional

Resumo