ANÁLISE DA INFLUÊNCIA DO 11 DE SETEMBRO E DA TAXA DE
CÂMBIO SOBRE O TRANSPORTE AÉREO INTERNACIONAL
DE PASSAGEIROS NO BRASIL
Paulo de Jesus Monçores1
RESUMO
Os trágicos ataques terroristas cometidos em território norte-americano em setembro de
2001, utilizando como instrumento de destruição aeronaves comerciais, causaram grandes
mudanças políticas e sócio-econômicas em todo o mundo, com reflexos que influenciam até
hoje muitos setores da economia brasileira. O senso comum indica que este evento
aprofundou a crise pela qual o setor aéreo brasileiro vinha passando desde 1999, grande
parte devido às oscilações do câmbio do dólar. Através de métodos quantitativos este artigo
se propõe a demonstrar a real influência do 11 de Setembro e da taxa de câmbio, sobre a
conta Viagens Internacionais, da balança de pagamentos internacionais brasileira, bem
como do fluxo de passageiros de transporte aéreo com destino para outros países. Por fim,
são discutidas as implicações acadêmicas e gerenciais destes resultados, bem como as
limitações do trabalho e oportunidades de pesquisas futuras.
Palavras-chave: aviação comercial, taxa de câmbio, estudo de evento, análise de
correlação, conta viagens internacionais.
1
Engenheiro Eletrotécnico pelo CEFET-PR, Administrador de Empresas (habilitado em Comércio Exterior) pela
UFPR, Especialista em Marketing Empresarial pela UFPR, mestrando em Administração de Empresas pela PUC-PR
e Professor da FARESC - Faculdades Integradas Santa Cruz de Curitiba. E-mail: <[email protected]>.
2
1 INTRODUÇÃO
As cenas registradas de aviões comerciais sendo atirados contra as torres do
World Trade Center certamente permanecerão na memória de todos aqueles que as
assistiram. É razoável supor que aquelas imagens traumáticas contribuíram em muito para
um imediato efeito negativo para o setor aéreo mundial: a redução do tráfego. Depois de 11
de setembro, a ocupação dos aviões desabou nos EUA, e as companhias reduziram os
vôos entre 15% e 20%.
Contudo, no Brasil, antes mesmo do evento de setembro, a maioria das
companhias aéreas já vinha enfrentando grandes prejuízos, e todo o setor estava, de qualquer
forma, pronto para o desmonte da capacidade excessiva. Desde janeiro de 1999, época da
desvalorização do real e do fim da paridade da moeda em relação ao dólar, o antes intenso
fluxo de brasileiros que saía do país vem diminuindo dramaticamente (gráfico 1). E todas as
empresas de transporte aéreo internacional de passageiros, cuja estrutura de custos é mais
ou menos semelhante, possuem boa parte de suas despesas realizadas em dólar.
O objetivo deste artigo é identificar o nível de influência dos eventos ocorridos em
11 de setembro e da taxa de câmbio no fluxo internacional de passageiros da aviação
comercial brasileira.
GRÁFICO 1 - TRÁFEGO AÉREO INTERNACIONAL NO BRASIL: PASSAGEIROS EMBARCADOS
Vôos para os EUA
7.000
1400
6.000
1200
Milhares de Passageiros
Milhares de Passageiros
Vôos Internacionais
5.000
4.000
3.000
2.000
1.000
1000
800
600
400
200
0
1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
FONTE: Folha de São Paulo, 13/11/2001. Caderno Mundo, p. A14
Portanto, este artigo se propõe a responder à seguinte pergunta: Qual a real
influência do 11 de Setembro e da taxa de câmbio do dólar sobre o saldo mensal da conta
de despesas em viagens internacionais e o fluxo de passageiros embarcados em aviões
comerciais para destinos fora do Brasil?
3
2 ANÁLISE TEÓRICO-EMPÍRICA
2.1 CARACTERÍSTICAS DO SETOR DE AVIAÇÃO COMERCIAL BRASILEIRO
O setor de aviação comercial é caracterizado por subsídios governamentais (mais
ou menos evidentes) na maioria dos países, diferentes graus de protecionismo e
características econômicas do negócio que geram vantagens competitivas para as grandes
linhas aéreas das principais economias do primeiro mundo.
Os níveis de atividade do transporte aéreo refletem diretamente a atividade
econômica, tanto em escala local como global, e respondem de forma quase que imediata
às flutuações cíclicas das economias e às políticas conjunturais. Em termos de análise
interna do setor, em todo o mundo, a desregulamentação e a liberalização do transporte
aéreo intensificaram dramaticamente a competitividade entre as empresas, tanto no âmbito
doméstico como no internacional. Guerras tarifárias, concorrência predatória, fusões e
aquisições, má gestão, falências, abusos de posição dominante, tentativas de conluio, entre
outras, são algumas imperfeições comuns nessa indústria que, via de regra, têm contribuído
para que ela esteja entre as de menor margem de lucro. Este ambiente altamente dinâmico
e por vezes confuso, tem forçado as empresas a se submeterem a grandes e, por vezes,
traumáticas reestruturações em busca de maior eficiência operacional, de aumentos de
produtividade e, principalmente, de reduções consistentes de custos (SILVEIRA, 2003).
Os custos das companhias aéreas são dominados pelo seu componente fixo, que
inclui, entre outros itens, gastos com capital imobilizado e aeronaves. As significativas
despesas operacionais incluem: o uso de mão-de-obra altamente qualificada que impõe um
elevado custo em remunerações e encargos sociais; aluguel de aeronaves (arrendamento);
manutenção e revisão; e combustíveis (que chegaram a 107% em 2002 e representam
aproximadamente 20% da despesa total). O cenário se torna ainda mais complexo face o fato
de que 65% dos custos de uma companhia aérea, no Brasil, são denominados em dólar.2
Além das deficiências crônicas nos marcos regulatórios, o setor tem uma carga
tributária superior em relação aos outros países, bem como um aparelho governamental de
fiscalização e de regulação mais pesado. No Brasil a carga chega a 37%, enquanto que na
Europa é 16% e nos EUA permanece entre 7% e 8%.3
Outra característica do setor envolve as aquisições de aeronaves. Elas devem ser
feitas por longos períodos de tempo antes de sua entrega efetiva. Fato comum no transporte
aéreo é a compra de aeronaves em períodos de crescimento da demanda e a entrega
2
CEO Round Table. Evento Latin Trade, São Paulo, 08/06/2004.
3
FONTE: Folha de São Paulo, 08/11/2001. Caderno Dinheiro, p. B6.
4
ocorre em fases de queda de atividade. Como a demanda por transporte aéreo é altamente
cíclica e dependente dos ciclos macroeconômicos, ajustar os surtos de demanda ao
planejamento da capacidade numa perspectiva de médio-longo prazo é um dos maiores
problemas de gestão de companhias aéreas (SILVEIRA, 2003).
O cenário traçado explica, em certa medida, o cenário preocupante em termos de
resultados do setor (gráfico 2).
GRÁFICO 2 - RECEITA OPERACIONAL LÍQUIDA E RESULTADO LÍQUIDO DO SETOR AÉREO BRASILEIRO,
7.000
600
6.000
400
4.000
3.000
2.000
1.000
200
0
19
92
19
93
19
94
19
95
19
96
19
97
19
98
19
99
20
00
5.000
Milhões de Reais
Milhões de Reais
RESPECTIVAMENTE
-200
-400
-600
19
92
19
93
19
94
19
95
19
96
19
97
19
98
19
99
20
00
-
-800
FONTE: Sindicato Nacional das Empresas Aeroviárias - http://www.snea.com.br/
Em 2002, assim como todos os outros setores da economia brasileira, as
companhias aéreas tiveram que enfrentar dificuldades políticas e financeiras que geraram
um clima de desconfiança em todo o mundo, com acentuado incremento da aversão ao
risco. Nos primeiros meses do ano, houve o confronto com as implicações do agravamento
da crise Argentina e, depois, as incertezas sazonais típicas do Brasil, provocadas pelo
processo eleitoral. Uma das conseqüências mais graves desse quadro foi uma forte
contração nos financiamentos externos que, por sua vez, gerou uma grande desvalorização
nominal da taxa de câmbio. Essa forte desvalorização da moeda, que chegou a alcançar
patamares de 70%, produziu aumento da inflação e dos juros e uma expressiva retração no
crescimento da economia.
2.2 OS ATENTADOS DE 11 DE SETEMBRO E AS VIAGENS INTERNACIONAIS
Apesar dos lamentáveis eventos de 11 de setembro terem afetado o turismo em
todas as regiões do mundo, já se percebia antes um esfriamento do crescimento das
viagens ao exterior de países tradicionais como Alemanha, Japão e Estados Unidos.
5
Durante os oito primeiros meses de 2001, as chegadas internacionais cresceram 3%, contra
uma média de cerca de 4% nos anos anteriores. Em termos de excursões internacionais,
dados da Embratur4 indicam que em 1998 o número de saídas de brasileiros do país foi de
4,17 milhões, enquanto que em 2002, atingiu 1,8 milhão de excursões internacionais. Em
2000, o turismo internacional gerou US$ 4,2 bilhões de receita para o Brasil. Já em 2002,
US$ 3,1 bilhões. Em 2003, até 80% das receitas do setor provieram de viagens domésticas.
A França continuou como primeiro destino internacional, com 76,5 milhões de turistas
(11,1% do total de viagens internacionais). A Espanha ocupa o segundo lugar (49,5
milhões), com uma cota de mercado 7,2% e crescimento de 3,4% em relação a 2000. Os
Estados Unidos, com 44,5 milhões de turistas em 2001 e uma cota de mercado de 6,5%,
sofreram uma queda de 12,6% em relação a 2000.
Estes fatos causaram grave impacto no setor de turismo brasileiro, fazendo
vítimas de peso principalmente entre operadoras cuja maior parte do faturamento era obtida
da venda de pacotes internacionais. Em outubro de 2001, a Soletur, uma das maiores
operadoras de turismo do Brasil, anunciou falência. A diminuição da procura dos EUA como
roteiro levou a Stella Barros, outra tradicional operadora brasileira, entrou com pedido de
falência em Fevereiro de 2003. Outras agências de turismo tradicionais como a
Transatlântica, a Sigma e a Tass, cuja venda de viagens internacionais representava mais
de 50% do faturamento, não resistiram e também quebraram5. Todas sofreram um problema
crônico de falta de capital, em decorrência da desvalorização do real, agravado pelo
atentados terroristas de setembro de 2001. Como conseqüência, o setor de transporte aéreo
internacional de passageiros sofreu um severo revés em um dos seus principais canais de
revenda de passagens.
2.3 A CONTA VIAGENS INTERNACIONAIS DA BALANÇA DE PAGAMENTOS
BRASILEIRA
O Balanço de Pagamentos Internacionais é um registro de transações envolvendo
recebimentos ou pagamentos em relação ao estrangeiro, e também uma sistemática
contabilização das transações econômicas de uma nação com o restante do mundo, durante
um dado período de tempo (RATTI, 1997). A conta de “Viagens Internacionais” está
subordinada à conta “Serviços” (Balança de Serviços) que, por sua vez, subordina-se à
conta “Transações Correntes”.
4
Empresa Brasileira de Turismo. Fonte dos dados: Folha de São Paulo, 23/02/2003. Folha Negócios, p. 3.
5
FONTE: Folha de São Paulo, 14/02/2003. Caderno Dinheiro, p. B5.
6
Na conta Viagens Internacionais, as rubricas mais relevantes são Turismo no
Exterior e Cartões de Crédito. A primeira delas refere-se às negociações de moeda
estrangeira para gastos com viagens ao exterior (espécie, traveler's check ou pagamentos
efetuados no exterior por meio de cartões de débito), ou seja, aqueles realizados por
brasileiros na compra de produtos e serviços em suas viagens internacionais.
Até novembro de 19996, os gastos com cartões eram responsáveis pelas maiores
transferências líquidas ao exterior de Viagens Internacionais. A forte desvalorização do real
a partir do início de 1999 teve influência marcante no comportamento da rubrica Cartões de
Crédito, em um processo contínuo de redução no saldo líquido.
2.4 A TAXA DE CÂMBIO
A taxa cambial nada mais é do que o preço, em moeda nacional, de uma unidade
de moeda estrangeira. Ela mede o valor externo da moeda. Fornece uma relação direta
entre os preços domésticos das mercadorias e fatores produtivos e dos preços destes nos
demais países (RATTI, 1997). A moeda estrangeira mais negociada é o dólar dos Estados
Unidos, fazendo com que a cotação mais comumente utilizada seja a dessa moeda. Por
exemplo, quando uma pessoa vai viajar para o exterior e precisa de dinheiro para sua
estada ou para suas compras o banco vende a essa pessoa moeda estrangeira (recebe
moeda nacional e lhe entrega moeda estrangeira). Quando essa pessoa retorna da viagem
ao exterior e ainda possui algum dinheiro do país que visitou, o banco compra a moeda
estrangeira (recebe a moeda estrangeira e lhe entrega moeda nacional).
3 METODOLOGIA
A pesquisa se caracteriza como quantitativa. Como ferramenta de análise de
dados, foram utilizados os softwares Microsoft Excel 2000 e Statistica versão 5.1.
A primeira parte da pesquisa consistiu de um teste de hipótese da diferença entre
as médias de duas amostras idênticas quanto ao número de elementos (saldos mensais da
conta viagens internacionais – despesas), dispostas em até 32 meses antes e depois do
evento de referência, o 11 de Setembro (mês 09/2001). A metodologia utilizada nesta
primeira etapa foi baseada em “Estudos de Evento” (CAMARGOS e BARBOSA, 2003), que
consiste na análise do efeito de informações específicas de determinadas firmas sobre os
preços de suas ações.
6
FONTE: Site do Banco Central do Brasil - http://www.bcb.gov.br/
7
Este método utiliza um modelo de geração de retorno de ações, considerado
padrão, denominado de retorno normal ou esperado, que é tido como o retorno que o título
teria caso o evento não ocorresse. Depois disso, focaliza-se a determinação de retornos
anormais de títulos nos dias próximos ou na data do anúncio de um evento. O fato de a
variância dos retornos aumentar quando próxima à data de divulgação do evento, indica que
este contém informações relevantes.
A segunda parte da pesquisa envolveu a uma duas análises de correlação. A
primeira entre o saldo mês a mês da conta viagens internacionais (despesas) e a taxa de
cambio mensal de reais por dólar comercial médio. A segunda entre o número de
passageiros embarcados pela aviação comercial com destino internacional e, novamente, a
taxa de câmbio trimestral (média) de reais por dólar comercial.
As hipóteses da pesquisa são as seguintes:
•
H1: O evento 11 de Setembro não influenciou nem o saldo mensal da conta de
despesas de viagens áreas internacionais, nem o fluxo trimestral do tráfego
aéreo de passageiros embarcados para destinos fora do Brasil.
•
H2: Existe correlação entre a taxa de câmbio do dólar médio mensal e o saldo
mensal da conta de despesas de viagens áreas internacionais.
•
H3: Existe correlação entre a taxa de câmbio do dólar médio trimestral e o fluxo
trimestral do tráfego aéreo de passageiros embarcados para destinos fora do
Brasil.
O nível de significância adotado para o teste de hipóteses foi: sig.<0,05.
3.2 VARIÁVEIS
Para o primeiro teste de hipótese, este artigo utilizou duas variáveis: O saldo
mensal da conta viagens internacionais (despesas) e total trimestral de passageiros
embarcados (tráfego aéreo Internacional) para destinos fora do Brasil.
Para o segundo teste de hipótese, este artigo utilizou duas variáveis: O saldo
mensal da conta viagens internacionais (despesas), o total trimestral de passageiros
embarcados (tráfego aéreo Internacional) para destinos fora do Brasil, a taxa de câmbio de
reais por dólar comercial médio mensal e a taxa de câmbio de reais por dólar comercial
médio trimestral.
4 RESULTADOS
4.1 TESTE DE H1
O evento de interesse é o 11 de setembro. Como a série de dados é mensal, o
“mês zero” ficou estipulado como setembro de 2001. Para proporcionar maior solidez do
teste desta hipótese, foram realizados três testes.
8
Os dois primeiros utilizaram séries de saldo da conta viagens internacionais
(despesas) sucessivamente maiores, onde a posterior englobava os meses da posterior. A
definição da janela de análise (meses anteriores e posteriores ao evento) envolveu um certo
grau de subjetividade e arbitrariedade, em função do objetivo de teste: verificar se de fato
houve influência do 11 de setembro no setor de transporte aéreo comercial. Como
conseqüência, as duas janelas escolhidas englobaram períodos considerados relevantes
para a verificação de anormalidades no comportamento dos saldos da conta de viagens
internacionais. Acreditou-se que as janelas de 20 e 32 meses possuíram um tamanho
adequado, o suficiente para que não englobassem outros eventos significativos para a
análise, evitando assim acrescentar um viés aos resultados obtidos. A extensão delas
também foi o bastante para que possíveis discrepâncias nos saldos pudessem ser diluídas
sem provocar grandes alterações em sua distribuição de freqüência.
O terceiro e último teste, utilizou uma série totais trimestrais de passageiros
embarcados em companhias aéreas.
O primeiro período de análise (tabela 1) envolveu 20 meses de saldo da conta
viagens internacionais (despesas), antes (desde janeiro de 2000) e depois do evento
(até maio de 2003), sendo que o dado referente o mês de setembro de 2001 foi retirado
da amostra.
TABELA 1 - VIAGENS INTERNACIONAIS, JAN/00 A MAIO/03 - DESPESAS - MENSAL - US$ (MILHÕES) INSTITUTO DE PESQUISA ECONÔMICA APLICADA. BCB BOLETIM/BP
ANTES
mês/ano
Série
DEPOIS
Variância
Desv Pad
Variância
Desv Pad
jan/00
244,89
244,05
15,62
0,16
0,40
Série
191,21
out/01
fev/00
274,56
77,72
8,82
5,19
2,28
183,01
nov/01
mar/00
301,13
7,41
2,72
236,79
15,39
260,02
dez/01
abr/00
279,61
58,63
7,66
86,08
9,28
233,39
jan/02
mai/00
307,96
1,33
1,15
10,04
3,17
206,76
fev/02
jun/00
361,68
124,80
11,17
58,07
7,62
226,16
mar/02
jul/00
371,34
179,22
13,39
129,42
11,38
242,54
abr/02
ago/00
374,50
199,17
14,11
456,37
21,36
286,07
mai/02
set/00
340,95
41,15
6,41
68,35
8,27
228,98
jun/02
out/00
354,25
89,63
9,47
80,70
8,98
232,11
jul/02
nov/00
339,62
37,32
6,11
5,54
2,35
182,69
ago/02
dez/00
343,57
49,24
7,02
135,82
11,65
142,15
set/02
jan/01
341,29
42,17
6,49
184,30
13,58
133,77
out/02
fev/01
283,95
44,37
6,66
226,79
15,06
127,30
nov/02
mar/01
293,39
20,22
4,50
80,26
8,96
153,90
dez/02
abr/01
252,05
195,44
13,98
155,35
12,46
138,62
jan/03
mai/01
306,76
2,04
1,43
267,16
16,35
121,70
fev/03
jun/01
343,58
49,24
7,02
66,65
8,16
157,36
mar/03
jul/01
286,55
36,79
6,07
74,66
8,64
230,61
abr/03
ago/01
258,11
158,52
12,59
8,02
2,83
180,60
mai/03
Média
312,99
192,95
mês/ano
9
Após a aplicação na ferramenta MS Excel 2000 do Teste-t (n <30) às duas
amostras (saldos de 20 meses antes e 20 meses depois) presumindo variâncias diferentes,
nível de confiança de 0,05 e hipótese de diferença de média igual a 0 (zero), obteve-se o
seguinte quadro:
ANTES
Variância
Observações
2335,74
20
20
Hipótese da diferença de média
gl
DEPOIS
1658,45
0
37
Stat t
8,49
P(T<=t) uni-caudal
t crítico uni-caudal
1,608E-10
1,69
P(T<=t) bi-caudal
3,216E-10
t crítico bi-caudal
2,03
Como o tCALC tem um valor superior ao tTAB (uni-caudal), a hipótese nula foi
rejeitada, ou seja, esta segunda análise de 20 meses antes e depois dos acontecimentos de
11 de setembro ratifica a análise anterior não só ao demonstrar que houve um impacto no
saldo
da
conta
viagens
internacionais
(despesas),
como
também
ao
ampliar
significativamente a diferença entre o valor calculado e tabelado, ou seja, reforçando ainda
mais a rejeição da hipótese nula.
O segundo período de análise (tabela 2) envolveu 32 meses de saldo da conta
viagens internacionais (despesas), antes (desde janeiro de 1999) e depois do evento (até
maio de 2004), sendo que o dado referente o mês de setembro de 2001 foi retirado da
amostra.
10
TABELA 2 - VIAGENS INTERNACIONAIS, JAN/99 A MAIO/04 - DESPESAS - MENSAL - US$ (MILHÕES) INSTITUTO DE PESQUISA ECONÔMICA APLICADA. BCB BOLETIM/BP
ANTES
mês/ano
Série
DEPOIS
Variância
Desv Pad
Variância
Desv Pad
Série
mês/ano
jan/99
337,59
66,94
8,18
1,02
1,01
191,21
out/01
fev/99
216,73
182,92
13,52
6,15
2,48
183,01
nov/01
mar/99
186,21
361,21
19,01
128,83
11,35
260,02
dez/01
abr/99
184,90
370,27
19,24
43,13
6,57
233,39
jan/02
mai/99
223,35
152,17
12,34
3,18
1,78
206,76
fev/02
jun/99
275,52
8,79
2,97
27,77
5,27
226,16
mar/02
jul/99
284,05
2,06
1,43
67,40
8,21
242,54
abr/02
ago/99
271,84
13,15
3,63
256,90
16,03
286,07
mai/02
set/99
277,97
6,38
2,53
33,36
5,78
228,98
jun/02
out/99
253,21
48,62
6,97
40,15
6,34
232,11
jul/02
nov/99
265,92
22,00
4,69
6,45
2,54
182,69
ago/02
dez/99
308,01
8,24
2,87
96,44
9,82
142,15
set/02
jan/00
244,89
71,69
8,47
128,24
11,32
133,77
out/02
fev/00
274,56
9,85
3,14
155,91
12,49
127,30
nov/02
mar/00
301,13
2,67
1,63
59,45
7,71
153,90
dez/02
abr/00
279,61
4,98
2,23
109,29
10,45
138,62
jan/03
mai/00
307,96
8,19
2,86
182,05
13,49
121,70
fev/03
jun/00
361,68
156,49
12,51
50,24
7,09
157,36
mar/03
jul/00
371,34
202,90
14,24
36,82
6,07
230,61
abr/03
ago/00
374,50
219,40
14,81
8,49
2,91
180,60
mai/03
set/00
340,95
77,18
8,79
13,69
3,70
217,43
jun/03
out/00
354,25
124,89
11,18
13,81
3,72
217,51
jul/03
nov/00
339,62
73,04
8,55
0,50
0,70
192,90
ago/03
dez/00
343,57
85,69
9,26
1,13
1,06
190,92
set/03
jan/01
341,29
78,28
8,85
32,62
5,71
228,62
out/03
fev/01
283,95
2,11
1,45
11,09
3,33
178,28
nov/03
mar/01
293,39
0,06
0,24
3,05
1,75
206,54
dez/03
abr/01
252,05
51,57
7,18
0,06
0,24
195,50
jan/04
mai/01
306,76
7,00
2,65
8,20
2,86
180,88
fev/04
jun/01
343,58
85,70
9,26
6,40
2,53
210,91
mar/04
jul/01
286,55
0,97
0,98
59,37
7,71
239,73
abr/04
ago/01
258,11
37,13
6,09
8,90
2,98
180,22
mai/04
Média
292,03
196,82
2.542,50
1.600,09
Variância
Após a aplicação na ferramenta MS Excel 2000 do Teste-z (n > 30) às duas
amostras (saldos de 32 meses antes e 32 meses depois) para média, informando as duas
variâncias (uma por série), o nível de confiança de 0,05 e a hipótese de diferença de média
igual a 0 (zero), obteve-se o seguinte quadro:
11
ANTES
Variância conhecida
DEPOIS
2.542,50
1.600,09
32
32
Observações
Hipótese da diferença de média
0
z
8,37
P(Z<=z) uni-caudal
0,00
z crítico uni-caudal
1,64
P(Z<=z) bi-caudal
0,00
z crítico bi-caudal
1,96
Como o zCALC tem um valor superior ao zTAB (uni-caudal), a hipótese nula foi
rejeitada, ou seja, esta terceira análise de 32 meses antes e depois dos acontecimentos de
11 de setembro confirmam as análises anteriores, ou seja, a rejeição da hipótese nula.
O último período de análise (tabela 3) envolveu 18 trimestres de totais de
passageiros embarcados em viagens internacionais, antes (desde o 2º trimestre de 1999 ao
2º trimestre de 2001) e depois do evento (até 4º trimestre de 2003), sendo que o dado
referente ao 3º trimestre de 2001 foi retirado da amostra.
TABELA 3 - PASSAGEIROS EMBARCADOS: TRÁFEGO AÉREO INTERNACIONAL, 2º TRIMESTRE DE 1999 AO 4º
TRIMESTRE DE 2003 - INSTITUTO DE PESQUISA ECONÔMICA APLICADA
ANTES
Trim./Ano
DEPOIS
Série
Variância
Desv Pad
2º Trim 1999
1.055.973
930.187.108
30.499
3º Trim 1999
1.165.773
69.242.258
8.321
Variância
Desv Pad
Série
Trim./Ano
176.784.761
13296,04
1.079.674
4º Trim 2001
190.650.780
13807,63
1.081.121
1º Trim 2002
31174,26
953.893
2º Trim 2002
4º Trim 1999
1.134.462
7.556.544
2.749
971.834.234
1º Trim 2000
1.295.123
2.921.761.878
54.053
215.051.908
14664,65
1.083.545
3º Trim 2002
2º Trim 2000
1.134.174
8.126.720
2.851
388.843.934
19719,13
986.293
4º Trim 2002
3º Trim 2000
1.165.950
70.287.637
8.384
30.995.564
5567,37
1.057.814
1º Trim 2003
4º Trim 2000
1.102.689
195.506.637
13.982
1.342.011.406
36633,47
938.452
2º Trim 2003
1º Trim 2001
1.176.126
143.557.099
11.982
510.000.179
22583,18
1.105.942
3º Trim 2003
2º Trim 2001
1.049.864
1.066.598.957
32.659
310.040.968
17607,98
1.091.870
4º Trim 2003
Média
1.142.237
1.042.067
Após a aplicação na ferramenta MS Excel 2000 do Teste-t (n <30) às duas
amostras (total de passageiros embarcados, 9 trimestres antes e 9 depois) presumindo
variâncias diferentes, nível de confiança de 0,05 e hipótese de diferença de média igual a 0
(zero), obteve-se o seguinte quadro:
Variância
Observações
Hipótese da diferença de média
gl
Stat t
ANTES
DEPOIS
5,413E+09
4,136E+09
9
9
0
16
3,0752406
P(T<=t) uni-caudal
0,003623
t crítico uni-caudal
1,7458842
P(T<=t) bi-caudal
0,0072459
t crítico bi-caudal
2,1199048
12
Como o tCALC tem um valor superior ao tTAB (uni-caudal), a hipótese nula foi, mais
uma vez, rejeitada, ou seja, esta última análise de 9 trimestres antes e depois dos
acontecimentos de 11 de setembro confirmam todas as outras duas análises anteriores.
4.2 TESTE DE H2
A hipótese foi testada com o uso do método quantitativo de correlação de
Pearson7.
Contrapondo-se a variável “saldo da conta viagens internacionais (despesas)”,
com a variável “taxa de cambio de reais por dólar comercial médio mensal” e equiparandoas mês a mês (par a par) no período de janeiro de 2004 a maio de 2004, obteve-se a
tabulação abaixo:
TABELA 5 - SALDO DA CONTA VIAGENS INTERNACIONAIS (DESPESAS) X TAXA DE CÂMBIO
jan/99
337,59
1,5019 jan/01
341,29
1,9545 jan/03
138,62
3,4384
fev/99
216,73
1,9137 fev/01
283,95
2,0019 fev/03
121,70
3,5908
mar/99
186,21
1,8968 mar/01
293,39
2,0891 mar/03
157,36
3,4469
abr/99
184,90
1,6941 abr/01
252,05
2,1925 abr/03
230,61
3,1187
mai/99
223,35
1,6835 mai/01
306,76
2,2972 mai/03
180,60
2,9557
jun/99
275,52
1,7654 jun/01
343,58
2,3758 jun/03
217,43
2,8832
jul/99
284,05
1,8003 jul/01
286,55
2,4660 jul/03
217,51
2,8798
ago/99
271,84
1,8807 ago/01
258,11
2,5106 ago/03
192,90
3,0025
set/99
277,97
1,8981 set/01
198,71
2,6717 set/03
190,92
2,9228
out/99
253,21
1,9695 out/01
191,21
2,7402 out/03
228,62
2,8615
nov/99
265,92
1,9299 nov/01
183,01
2,5431 nov/03
178,28
2,9138
dez/99
308,01
1,8428 dez/01
260,02
2,3627 dez/03
206,54
2,9253
jan/00
244,89
1,8037 jan/02
233,39
2,3779 jan/04
195,50
2,8518
fev/00
274,56
1,7753 fev/02
206,76
2,4196 fev/04
180,88
2,9303
mar/00
301,13
1,7420 mar/02
226,16
2,3466 mar/04
210,91
2,9055
abr/00
279,61
1,7682 abr/02
242,54
2,3204 abr/04
239,73
2,9060
mai/00
307,96
1,8279 mai/02
286,07
2,4804 mai/04
180,22
3,1004
jun/00
361,68
1,8083 jun/02
228,98
2,7140 Média
243,72
2,44
jul/00
371,34
1,7978 jul/02
232,11
2,9346 Mediana
233,39
2,38
ago/00
374,50
1,8092 ago/02
182,69
3,1101 Desv Pad
65,61
0,60
set/00
340,95
1,8392 set/02
142,15
3,3420
out/00
354,25
1,8796 out/02
133,77
3,8059
nov/00
339,62
1,9480 nov/02
127,30
3,5764
dez/00
343,57
1,9633 dez/02
153,90
3,6259
FONTE: Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada, Maio/2004
Uma rotina específica do software Statistica foi aplicada primeiro na amostra
representada pela tabela 5, para obtenção da medida de correlação entre as duas variáveis. O
7
Para maiores detalhes consultar MONTGOMERY (2004).
13
coeficiente do momento do produto de Pearson obtido foi o seguinte: Rxy = - 0,778, com
significância dentro dos parâmetros estabelecidos na seção 3 (p aproximadamente igual a
zero) . A análise do coeficiente sugere uma forte8 relação linear negativa (grau de correlação
de 77,8%), que confirma a hipótese 2, ou seja, um aumento no valor do câmbio está
associado à diminuição do valor do saldo mensal da conta viagens internacionais (despesas).
4.3 TESTE DE H3
Contrapondo-se a variável “passageiros embarcados (tráfego aéreo internacional)”,
com a variável “taxa de cambio de reais por dólar comercial médio trimestral” e equiparandoas trimestre a trimestre (par a par) no período do 1º trimestre de 1999 a 4º trimestre de 2003,
obteve-se a tabulação a seguir:
TABELA 6 - TAXA DE CÂMBIO X PASSAGEIROS EMBARCADOS EM AVIÕES COMERCIAIS COM DESTINO AO
EXTERIOR
Taxa de câmbio
R$/US$ média
trimestral
Passageiros embarcados
Tráfego Aéreo Internacional
Taxa de câmbio
Passageiros
R$/US$ média
embarcados Tráfego
trimestral
Aéreo Internacional
1º Trim 1999
1,7708
1.335.108
3º Trim 2001
2,5494
1.201.335
2º Trim 1999
1,7143
1.055.973
4º Trim 2001
2,5487
1.079.674
3º Trim 1999
1,8597
1.165.773
1º Trim 2002
2,3814
1.081.121
4º Trim 1999
1,9141
1.134.462
2º Trim 2002
2,5049
953.893
1º Trim 2000
1,7737
1.295.123
3º Trim 2002
3,1289
1.083.545
2º Trim 2000
1,8015
1.134.174
4º Trim 2002
3,6694
986.293
3º Trim 2000
1,8154
1.165.950
1º Trim 2003
3,4920
1.057.814
4º Trim 2000
1,9303
1.102.689
2º Trim 2003
2,9859
938.452
1º Trim 2001
2,0152
1.176.126
3º Trim 2003
2,9350
1.105.942
2º Trim 2001
2,2885
1.049.864
4º Trim 2003
2,9002
1.091.870
Média
2,3990
1.109.759
Mediana
2,3349
1.097.280
Desv Pad
0,6129
99.020
FONTE: Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada, Maio/2004 e Departamento de Aviação Civil (DAC). Dados Econômicos
Trimestrais - INFO PL3. Do 1º trimestre de 1999 ao 4º trimestre de 2004
Uma rotina específica do software Statistica foi aplicada primeiro na amostra
representada pela tabela 6, para obtenção da medida de correlação entre as duas variáveis.
O coeficiente do momento do produto de Pearson obtido foi o seguinte: Rxy = - 0,587, com
significância dentro dos parâmetros estabelecidos na seção 3 (p = 0,0065). A análise do
8
Para LEVIN e FOX (2004) uma correlação acima de 0,60 é considerada forte.
14
coeficiente sugere uma relação linear negativa entre moderada e forte9 (grau de correlação
de 58,7%) que confirma a hipótese 3, ou seja, um aumento no valor do câmbio médio
trimestral está associado à diminuição do total trimestral de passageiros embarcados.
5 CONCLUSÕES
Este artigo comprova que de fato houve uma influência bastante significativa do
11 de Setembro sobre o saldo mensal da conta de despesas em viagens internacionais e o
fluxo de passageiros embarcados em aviões comerciais para destinos fora do Brasil. Além
disso ele demonstra uma forte correlação entre a taxa de câmbio do dólar e o saldo mensal
da conta de despesas em viagens internacionais, bem como a taxa de câmbio do dólar e o
fluxo de passageiros embarcados em aviões comerciais para destinos fora do Brasil.
A despeito da premissa de que o transporte aéreo no Brasil está correlacionado
com o nível de atividade econômica, severamente afetada pelos ataques de 11 de
Setembro, a evidência estatística não suporta a conclusão de que não houve qualquer
impacto do evento sobre o saldo mensal da conta de despesas de viagens áreas
internacionais, nem no fluxo trimestral do tráfego aéreo de passageiros embarcados para
destinos fora do Brasil. Pelo contrário. Segundo Almeida (2002), os atentados não
resultaram, propriamente, em uma nova crise financeira mundial de longo prazo, mas gerou
um declínio temporário dos mercados, tendência esta repentinamente agravada pela ruptura
súbita das praças financeiras dos EUA e pelo aprofundamento da crise setorial em
determinadas indústrias e serviços, e que permanece até hoje. Naturalmente que tais
tendências recessivas nas principais economias globais provoca efeitos mais ou menos
nefastos nas chamadas economias emergentes, como o Brasil, em proporção de sua
dependência direta desses mercados. Este foi o caso do setor aéreo. Por exemplo, só para
os EUA, logo após os atos terroristas, houve uma grande redução do número de vôos e de
assentos nas aeronaves, bem como a criação de grandes empecilhos para se obter um visto
para visitar os EUA, em nome das novas regras de segurança inerentes à nova ordem
mundial. Além disso, com os ataques, as companhias aéreas viram seus custos com
seguros, e segurança de uma maneira geral, significativamente amplificados.
Outra explicação possível para os resultados, alega que o transporte aéreo é
altamente sensível aos ciclos econômicos estando o desempenho das companhias aéreas
intimamente associado às flutuações na renda de pessoas e empresas e na produção
agregada do país. Quando a economia cresce e a confiança dos consumidores está em alta,
9
Para LEVIN e FOX (2004) uma correlação acima de 0,30 é considerada moderada e acima de 0,60 é
considerada forte.
15
a demanda por serviços de transporte aéreo aumenta e isso incrementa as receitas e a
lucratividade das transportadoras. Todavia, quando a economia entra em recessão com
aumento nos níveis de desemprego e queda na atividade dos negócios e do turismo, a
confiança dos usuários também cai, o que afeta negativamente a demanda por transporte
aéreo e, em conseqüência o desempenho das empresas. A década dos anos 90 no Brasil
foi um período de grandes transformações para transporte aéreo, marcada que foi pela
estabilização econômica, o controle da inflação, e a flexibilização da regulamentação do
setor (SILVEIRA, 2003). Os ataques de 11 de setembro apenas aceleraram e exacerbaram
uma crise que já vinha maturando. E a situação do setor no Brasil pode piorar.
Pesquisadores do Grupo de Transporte Aéreo do ITA, de São José dos Campos10, apontam
para o risco de desestruturação aviação comercial, graças ao sucateamento e/ou
superlotação dos aeroportos brasileiros, ao uso de tecnologias obsoletas de gerenciamento
do tráfego aéreo (especialmente nos controles de aproximação), à escassez progressiva de
profissionais altamente qualificados, ao planejamento estratégico inexistente, à insegurança
jurídica para investimentos privados e à regulamentação da aviação comercial ainda
grotescamente porosa e gasosa (BETING, 2001).
O artigo também provou, através de evidência quantitativa manifesta, que existe
uma forte correlação entre a taxa de câmbio do dólar médio mensal e o saldo mensal da
conta de despesas de viagens áreas internacionais, bem como uma correlação de
moderada a forte entre a taxa de câmbio do dólar médio trimestral e o fluxo trimestral do
tráfego aéreo de passageiros embarcados para destinos fora do Brasil. Ambas as
correlações confirma a grande dependência que o setor de transporte aéreo de passageiros
possui com o câmbio.
Face a estes fatos, é razoável supor que a alta nos preços internacionais do
petróleo pode gerar graves prejuízos para o setor de transporte aéreo brasileiro. Se o preço
médio do barril do petróleo este ano ficar em torno de US$ 36, as companhias aéreas
acumularão perdas de bilhões de dólares nos próximos anos, apenas com os custos com
combustíveis.
Parcerias
entre
as
companhias
aéreas
brasileiras
e
as
internacionais
provavelmente serão vistas em breve e, embora não esteja clara uma “fórmula da solução”
para a aviação comercial brasileira, possivelmente haverá processos de consolidação entre
as companhias aéreas, semelhante ao ocorrido nos últimos anos em outros setores da
economia. Afinal, os ataques terroristas podem ter significado o golpe de misericórdia em
algumas empresas cujas finanças já se encontravam combalidas.
Todas as reflexões exigem uma análise mais detalhada. Seria interessante que os
resultados deste estudo de caso promovessem novas pesquisas com a finalidade do
10
http://www.cnsatm.pcs.usp.br/sbta/index.php?URL=index.htm
16
cruzamento com outras séries de indicadores, tais como o PIB e o crescimento
populacional, bem como estudos comparativos entre os dados encontrados neste artigo e os
dados setor de aviação comercial de outros países.
REFERÊNCIAS
ALMEIDA, P. R. Os Primeiros Anos do Século XXI - O Brasil e as Relações Internacionais
Contemporâneas. São Paulo: Paz e Terra, 2002.
ANDERSON, D. R. et al. Estatística aplicada à administração e economia. 2.ed. São Paulo:
Pioneira Thomson Learning, 2003.
BETING, Joelmir. Batendo as Asas. Estado de S. Paulo, São Paulo, 03/07/01.
CAMARGOS, M A.; BARBOSA, F. V. Estudos de Evento: teoria e operacionalização. Caderno de
Pesquisas em Administração, São Paulo, v. 10, nº 3, p. 01-20, julho/setembro 2003.
ANUÁRIO DO TRANSPORTE AÉREO: DADOS ESTATÍSTICOS. Rio de Janeiro: Departamento de
Aviação Civil (DAC). De 1997 a 2003.
DADOS ECONÔMICOS TRIMESTRAIS - INFO PL3. Rio de Janeiro: Departamento de Aviação Civil
(DAC). Do 1º trimestre de 1999 ao 4º trimestre de 2004.
DADOS MACROECONÔMICOS E REGIONAIS. São Paulo: Instituto de Pesquisa Econômica
Aplicada (IPEADATA). Disponível em: <http://www.ipeadata.gov.br/>. Acesso em: 30 de mai. 04.
LAKATOS, E. M. Fundamentos da metodologia científica. 5.ed. São Paulo: Atlas, 2003.
LEVIN, J.; FOX, J. A. Estatística para ciências humanas. 9.ed. São Paulo: Prentice-Hall, 2004.
MONTGOMERY, D. C. et. al. Estatística aplicada à engenharia. 2.ed. São Paulo: LTC, 2004.
RATTI, B. Comércio Internacional e câmbio. 9.ed. São Paulo: Aduaneiras, 1997.
SILVEIRA, J. A. Transporte Aéreo Regular no Brasil: Análise Econômica e Função Custo. Dissertação
(Mestrado em Engenharia de Transportes) – Departamento de Engenharia dos Transportes. Rio de
Janeiro: Universidade Federal do Rio de Janeiro, 2003.
RELATÓRIO DE ADMINISTRAÇÃO E DEMONSTRAÇÕES FINANCEIRAS. Rio de Janeiro: TAM S.A.
Exercício de 2002.