FUNDAÇÃO
GETULIO VARGAS
Escola de Administração de Empresas de São Paulo
Textos para Discussão
série
Economia de Empresas
N° 91 • Agosto de 2000
Convergência e distribuição
internacional da renda
Fernando Garcia
FUNDAÇÃO
GETULIO VARGAS
Escola de Administração de Empresas de São Paulo
Textos para Discussão
série Economia de Empresas
N° 91 • Agosto de 2000
Convergência e distribuição
internacional da renda
Fernando Garcia
Convergência e distribuição internacional da renda
Resumo
Fernando Garcia*
Rogério César de
Souza-Este artigo apresenta, inicialmente, por meio de um modelo teórico e econométrico, os detemú-nantes do crescimento econômico. Então, trata da distribuição internacional da renda no período 1960/90, para uma amostra de 88 países em todo o mundo, e das medidas de desigualdade. Por fim,
relaciona o crescimento econômico com a distribuição da renda no mundo, discutindo em que me-dida essa evolução pode ser explicada pelas diferenças nos fundamentos e nas dinâmicas de cresci-mento dos diferentes países.
1 Crescimento econômico e a questão da convergência
Nos modelos tradicionais de crescimento econômico, como o de Solow-Swan, o produto por trabalhador, em estado estacionário, cresce à taxa de inovação tecnológica {g) e a economia, à sorna das taxas de crescimento populacional e de inovação tecnológica (n + g). Eventualmente o produto de uma economia pode crescer a uma taxa maíor ou menor, caso tenha havido uma mudança em seus fundamentos (acumulação de capital fisico Sk, acumulação de capital humano sh e n) que gere
uma dinâmica transitória. Urna conseqüência desses modelos, portanto, é que, se todos os países tiverem os mesmos fundamentos, suas rendas per capita serão as mesmas em algum momento no futuro - já que os países com renda menor que a de estado estacionário crescem a uma taxa maior que a dos países que já atingiram o estado estacionário. Isto é, no futuro não há desigualdade de renda entre os países.
Desde a década de 1980, uma questão que vem sendo bastante discutida é a da convergência
dos níveis de produto per capita entre os diversos países do mundo' . A hipótese é de que, em certas circunstâncias, os países "pobres" tendem a crescer mais rápido que os países "ricos", diminuindo o hiato existente entre suas rendas. A idéia básica é que, ao longo do tempo, o produto per capita de determinado país vai crescendo e reduzindo a distãncia em relação à economia que já atingiu as condições de estado estacionário, ou seja, à economia cuja taxa de crescimento do produto per ca-pita é estável há várias décadas - no caso, os EUA, cuja taxa de crescimento do produto per capita vem, desde a década de 1960, se mantendo em torno de 2% a.a Países com produto menor crescem a taxas mais altas e vice-versa. A velocidade da convergência determinará o período que o pais le-vará
para
atingir o nível de bem-estar da economia de estado estacionário.Um modo de obter a convergência, é fazer a variação do produto per capita entre o período t =O
e t como função do nível inicial do produto per capita, isto é,
y =
f(y(O)), comf
'(y(O)) <O .Professor da EAESP/FGV-SP e assessor econômico do SindusCon-SP. Professor da UNIP e assessor econômico do SindusCon-SP.
(I)
Vamos chamar a equação (1) de convergência absoluta, a qual tem como pressuposto a idéia de que todos os países têm os mesmos fundamentos, ou seja, as mesmas taxas de acumulação de
capi-tal fisico, de capital humano e de trabalho-efetivo2
• Os que têm um produto per capita menor estão, portanto, abaixo do nível de estado estacionário e crescem a taxas mais elevadas.
Estudos empíricos têm mostrado que os níveis de produto per capita dos países da OCDE con-vergem'. A Figura I mostra a taxa de crescimento do produto per capita de 1960 a 1990 contra o nível inicial do produto per capita em 1960 para os países da Europa e da Oceania, incluindo E UA e
Canadá, a partir de Penn World Tables-Summer e Heston (1995). Há urna clara relação negativa entre o nível inicial do produto per capita e o crescimento do produto no período: países com pro-duto menor em 1960 apresentam taxas de crescimento maíor.
Figura 1 Convergência do produto per capita, países selecionados
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0,07,0 1,S 8,0 8,$ 9,0 9,S
Produto per capita em 1960 (In)
Fonte: elaborado pelos autores a partir dos dados de Summas c Hestoo (1995), Penn World Tobles.
Se essa relação é clara
para
esses países, o que dizer dos outros países do mundo? Os paísesmaís pobres também estão crescendo a taxas maís elevadas? Eles estão convergindo para os níveis de produto per capita dos EUA?
A Figura 2 fornece algumas respostas. Tratam-se das mesmas variáveis supracitadas, mas para um conjunto maior de países: além daqueles, temos países da América Latina e Caribe. Note que a convergência já não é tão clara. Há urna certa convergência dentro desses grupos, mas não há con-vergência entre eles. Qual a implicação disso? Se dentro dos grupos a renda converge - e os grupos já estão separados, de certa forma, por níveis de renda per capita -, e ao mesmo tempo, a renda
en-tre grupos não converge, temos que as desigualdades (as distâncias) da distribuição internacional da renda podem não ser elirnínadas ao longo do tempo.
2 Na literarura econômica, aparecem dois conceitos relevantes de convergência, o de convergência absoluta e, como
veremos mais adiaote, o de convergência condiciooal - com diferenças em relação aos apresentados aqui. Para tanto, veja-se Barro e Sala-i-Martin (1990 e 1995), Sala-i-Martin (1996), e Romer, D. (1996).
3 Veja-se Sala-i-Martin (1996), por exemplo.
Figura 2 Convergência do produto per capita, grupos selecionados
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Produto per capi1a em 1960 (In)
Fonte: elaborado pelos autores a partir dos dados de Swnmers e Heston ( 1995), Penn World Tables.
No modelo de Solow-Swan a convergência estã condicionada pelos determinantes do estado estacionãrio, ou seja, pelas taxas de poupança, de crescimento da população, de depreciação do ca-pital e de progresso técnico. Chamamos, portanto, de convergência condicionada Como dissemos, na prãtica, interessa saber a velocidade de convergência para o estado estacionário. Seja y * o
pro-duto, por trabalhador, de estado estacionário e seja y(t) o valor real do produto no período t. A
velo-cidade de convergência, em direção ao estado estacionãrio, é
d
In~(
I)) = A.[!n(y*) - ln(y(t))] , (2)em que a taxa de convergência A.= (n+ g + 1>)(1 - a -~ ) 4• Para estudar a taxa de convergência, de-fmimos y(O) como a renda por trabalhador em alguma data inicial, e, a partir de (2), obtemos a se-guinte equação
ln(y(t)) =(1 -e- "' )ln(y. )+e-"'Jn(y(O)) (3)
Subtraindo ln(y(O)) de ambos os lados,
!n(y(t)) -ln(y(O)) = (1-e· lJ)ln(y•)-(1-e·lJ)ln(y(O))
Por fim, substituindo por y*, temos
ln(y(t)) - ln(y(O)) = (I-e-lJ) a Ins. +(1 - e-lJ)
~
lns.
-1-a-~ 1 - a. - ~
-(1-e-lJ) a+f3 ln(n+g+o) - (1 - e-ÀI)ln(y(O))
1-a - ~
(4)
(5)
O crescimento da renda aparece, neste modelo de Solow com capital humano, como função dos determinantes do estado estacionário e do nível inicial de renda Assim, o ajuste da reta de
conver-' & é a depreciação de capital fisico ou humano - entre outras coisas, a depreciação do capital humano advéro da
obso-lescência das ''habilidades" profissionais e da matilidade, liquida dos beneficios da experi&lcia- veja-se Barro e Sala·
gência deve levar em consideração os fundamentos (taxas de poupança, de crescimento da popula-ção, de depreciação do capital e de progresso técnico) de cada economia, caso eles não sejam os mesmos para todos os países. Nesse sentido, economias com diferentes fundamentos convergirão para distintos níveis de renda per capita. Isso significa que, neste caso, pode haver alguma desigual-dade de renda entre os países, simplesmente porque há diferenças de fundamentos,
mas
não deve haver, no futuro, desigualdade entre aqueles que têm os mesmos parâmetros comportamentais.A tabela 1 apresenta estimativas do modelos de Solow (com e sem capital humano) referentes ao crescimento econômico. Os dados utilizados são das
Penn World Tables
e a amostra é composta por todos os países para os quais havia dados nos anos 1960 e 199Ql - um total de 88 países. O pro-duto é medido em termos de paridade do poder de compra e em dólares constantes de 1985. E ape-sar de as equações dos modelos expresape-sarem o produto por trabalhador, nossa análise considerou o produtoper capita.
Os dados primários empregados nas regressões são apresentados no anexo esta-tístico. A fração do produto Sk (a taxa de poupança) destinada à acumulação de capital fisico éesti-mada a partir da taxa média de participação do investimento no produto entre 1960 e 1990 - medi-das a preços correntes. A fração investida na acumulação de capital humano Sh é estimada por meio
da média das taxas de ingresso e de conclusão do segundo grau, obtidas em Barro e Lee (1996). Por ftm, assumiu-se, seguindo Mankiw, Romer e Weil (1992), que g + õ é igual a 5% para todos os
pai-ses e que as taxas de crescimento da poupança e da população são independentes de fatores específicos aos países, isto é, que se n são independentes de &.6
Tabela 1 Equação de convergência do crescime nto econômico
Variável dependente: ln(y(t)) - ln(y(O)) EI E2
Constante 3,696 3,320
ln(n + g + !>)
Jny(O)
Dummy África
Dummy Europa, Oceania, EUA e Canadá
Dummy América Latina e Caribe
R ajustado
Erro padrão da estimativa
F
Durbin-Watson White: R2 x o
valor crítico Graus de liberdade
(1,302) (1,187)
0,523 0,349
(0,096) (0,096)
-1,288 -0,910
(0,443) (0,412)
-0,268 -0,363
(0,078) (0,075)
0,359 0,421 17,276 1,747 16,192 37,697 87 0,294 (0,068) 0,471 0,383 20,349 1,960 23,584 40,790 87 E3 3,172 (1,208) 0,337 (0,095) -0,913 (0,473) -0,243 (0,081) 0,160 (0,073) -0,407 (0,143) -0,322 (0,166) -0,524 (0,133) 0,544 0,355 15,815 2,277 30,184 45,315 87
A tabela I apresenta os resultados das regressões que buscam identíficar os determinantes da convergência da renda per capita por meio da equação de crescimento econômico. Em El , o cres-cimento do produto per capita (medido pela diferença dos logaritmos naturais dos valores do
pro-> Apesar de, em Summer e Heston, haver estatísticas para 1950 em diante, a escolha anterior a 1960 reduziria bastante o número de nossa amostra, já que não existem dados para muitos países naquele periodo.
duto em 1960 e 1990) é função de St, de (n + g + o) e do produto inicial, ou seja, do produto em t =
O
(em 1960). Acrescentando o capital humano, temos E2. Finalmente, na última coluna, temos a regressão E3. É a equação com capital humano acrescida de variáveis dummies. Estas variáveis buscam captar especificidades regionais que podem determinar diferenças na dinâmica de cresci-mento dos países da. amostra. Os 88 países de nossa amostra fo!afD agrupados para compor as segu-nites dummies: (i) Africa, (ü) América Latina e Caribe, (üi) Asia e Oriente Médio e (iv) Europa, Oceania, EUA e Canadá. Estamos assumindo, em nosso modelo, que os grupos de países têm o mesmo coeficiente angular, mas interceptas diferentes.Na regressão El, todos os coeficientes das variáveis explicativas são significativamente dife-rentes de zero ao nível de 1%. A estatística de teste F mostra que o modelo em geral também é si-gnífícativo ao valor crítico de I%. Os erros não apresentam autocorrelação, seja positiva ou negati-va (d. = 1,721
<
1,747<
2,279 = 4-d.), e não há heterocedasticidade. Os sinais dos parâmetros são os esperados: positivo em relação a Sk e negativopara
(n +g
+o) e lny(O)-quanto maior o produtoinicial, menor deve ser sua taxa de variação. O
!f
ajustado mostra que cerca de 36% da variação do crescimento do produto no período 1960/90 é explicada pela variação das variáveis independentes do modelo.Note que, ao introduzirmos o capital humano (regressão E2), além de todos os parâmetros per-manecerem signíficativos, o
R'-
ajustado apresenta melhora considerável. Porém, a aderência do modelo fica melhor ainda quando consideramos as variáveis dummies: o R2 ajustado salta para 54,4% (regressão E3)'. Nesta última regressão, apesar de não se poder dizer que, de acordo com o teste de Durbin-Watson, não haja autocorrelação dos resíduos (pois caímos na "zona de indecisão": 4-d.=
2,5477 :s; 2,277 :s; 2,169=
4-d1), os coeficientes das variáveis são significativos a nomáxi-mo 10%. Os resultados dos teste de White refutam a ocorrência de heterocedasticidade nas regres-sões E2 e E3. O mais importante a se observar, para os objetivos deste estudo, é que as dummies regionais são significativas a menos de 5%, indicando que o padrão de crescimento no período foi distinto entre os grupos de países.
As análises empíricas apresentadas aqui mostram, em primeiro lugar, que as diferenças nas ta-xas de crescimento entre 1960 e 1990 podem ser explicadas, em alguma medida, pelas diferenças de fundamentos. Porém, dado que as dummies regionais são signíficativas, as retas de convergência são realmente diferentes (interceptos diferentes), o que indica que os países convergem para níveis de renda distintos. Isso levanta a hipótese de uma piora sistemática da distribuição internacional da renda: melhora a distribuição dentro dos grupos e piora a distribuição entre grupos. Assim, poderí-amos perguntar: qual a mais importante? Qual o efeito líquido sobre a distribuição internacional da renda? Com medi-lo? Estas perguntas nos levam para as seções subseqüentes, as quais tratam das medidas de desigualdade da distribuição internacional da renda, avaliando em que medida ela pode ser explicada pelas diferenças nos fundamentos das economias.
2 A distribuição internacional da renda per capita entre 1960 e 1990
Com base nas estatísticas da amostra de países, utilizamos as medidas de desigualdade de Gini e de Theil para avaliar a evolução da distribuição da renda per capita internacional entre 1960 e 19908. Um ponto importante a ser ressaltado é que, diferentemente da interpretação usual dessas
medidas de desigualdade, estamos considerando cada pais como um indivíduo. Isto é, as estatísticas apresentadas a seguir medem a desigualdade da renda per capita entre os 88 países, considerando que a distribuição da renda dentro dos países é igualitária e que o número de habitantes de cada pais é igual (é representado por um único habitante). Assim, se estamos nos afastando da abordagem tradicional, que considera a distribuição pessoal da renda (para a qual é importante a população e a distribuição da renda em cada país), nosso enfoque busca capturar um aspecto metodológico
portante da macroeconomia: cada país é considerado como sendo uma unidade. Isso nos possibilita empregar as medidas de desigualdade e suas propriedades dinâmicas na avaliação da convergência, ou divergência, da renda per capita dos países ao longo do tempo.
A Figura 3 ilustra a evolução do índice de Gini medido por meio da renda per capita dos países. O que vemos é uma piora da desigualdade da distribuição da renda per capita dos países no período 1960-1990. No início dos anos 1960, o índice Gini era de 0,4479; a partir daí, a desigualdade da renda per capita vai aumentando, sofre um revés na segunda metade da década de 60, melhorando até o final dos anos 1970, quando começa a crescer de modo acentuado. Em 1990, o valor do índice Gini é 0,4920. De acordo com a característica do índice de Gini, pode-se dizer que a desigualdade aumentou sobretudo para os países que têm renda per capita próxima da moda ou da mediana da distribuição - em 1990, essa renda era de cerca deUS$ 3 mil (dólares de 1985).
Figura 3 Evolução do indice Gini da renda per capita
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1960 1965 19'10 1975 1980 1985 1990
Fonte: elaborado pelos autores a partir de dados de SummetS e Heston (1995), Penn Wor/d Tables.
A Tabela 2 traz o índice Gini decomposto por grupo de países - os mesmos grupos das variá-veis dummies. Vemos que, ao longo do período, a desigualdade entre os grupos de países (G,)
cres-ceu 12% e sua participação na desigualdade total passou de 74% para 76%. A desigualdade dentro
dos grupos {:E1thY,G,) permaneceu praticamente constante; e a desigualdade resultante da
superposi-ção das rendas per capita entre os grupos (G,) foi a que mais cresceu (34%), embora sua participa-ção na desigualdade seja pequena. O que deve ser, portanto, guardado desta tabela é o aumento da desigualdade entre os grupos de países entre 1960 e 1990, ou seja, é o aumento das diferenças das
rendas médias per capita de cada grupo. Dentro de cada grupo, os países apresentaram padrões de crescimento semelhante.
Tabela 2 lndice de Gini da renda per capita
1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990
0,3334 0,0995
0,3476 0,0998
0,3466 0,0969
0,3312 0,0955
0,3251 0,0952
0,3478 0,0982
0,3730 0,0987
G, 0,0151 0,0148 0,0183 0,0292 0,0349 0,0261 0,0203
Fonte: elaborado pelos autores a partir de dados de SummetS e Heston (1995), Penn World Tables.
O que ocorreu com a distribuição da renda per capita em cada grupo de países de acordo com o índice de Gini? A Figura 4 nos dá uma visão geral da evolução do índice de Gini entre os anos !960 e 1990. A distribuição de renda dos países do grupo Europa, Oceania, EUA e Canadá melhorou ~stante e foi, aliás,
?
único que melhorou. Por outro lado, o índice de Gini dos países do grupo Africa e, sobretudo, Asia e Oriente Médio apresentou considerável crescimento. Na América Latina e Caribe, a desigualdade da distribuição da renda per capita, além de ser a mais baixa, manteve-se nos mesmos níveis.Figura 4 Evolução do índice de Gini da renda per capita, grupos selecionados
1960 1965 1910 1975 1980 1985 1990
--América l..al:ila e Cari>e
~ Ásia e Ori:de Médio - t -Eaopa, O<:eanil, EUA e Qlnadã Fonte: elaborado pelos autores a partir de dados de Summcrs c Hcston (1995), Penn World Tables.
Os números da Tabela 3 mostram um valor baixo e estável do índice de Gini para o grupo Amé-rica Latina e Caribe. No caso do grupo Europa, Oceania, EUA e Canadá, o Gini passa de 0,4256 em !960 para 0,3607 em 1990, indicando que houve forte convergência da renda entre os países. A situação dos grupos África e Ásia e Oriente Médio é bastante ruim: além de elevadas, as desigualdades de
suas
distribuiçõescresceram
muito.Tabela 3 Índice de Gini da renda per capita, por grupo
África América Latina
1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990
0,2943 0,3119 0,2890 0,3376 0,3433 0,3715 0,3979
e Caribe
0,2818 0,2728 0,2543 0,2611 0,2996 0,2970 0,2916
Asia e Oriente Médio 0,2941 0,3416 0,3914 0,4130 0,4012 0,4059 0,4442 Fonte: elaborado pelos autores a partir de dados de Summcrs e Hcston ( 1995), Penn Wor/d Tables.
Europa, Oceania,
EUA e Canadá
0,4256 0,4137 0,393 1 0,3741 0,3640 0,3743 0,3607
A partir das medidas de desigualdade de Theil, podemos estender a análise da distribuição da renda per capita dos grupos de países selecionados. Na tabela 4, vemos que na parte superior da distribuição (T de Theil) a desigualdade aumentou ao longo do período (os países ricos distancia-ram-se dos demais), sobretudo em decorrência do maior crescimento da desigualdade da renda per
capita entre os grupos (Te, o qual também responde pela maior participação na desigualdade total de
Na cauda esquerda da distribuição, o L de Theil mostra que a desigualdade da renda per capita cresceu ainda mais. Nessa medida de desigualdade, o Le e o EnhLh têm participação na desigualdade total de L de, respectivamente, 58% e 42%; observe-se o fato de que as taxas de crescimento desses dois componentes são bastante elevadas no período 1960/90, com crescimento maior de EnhLh, isto é, a desigualdade dentro dos grupos foi a que mais cresceu. No todo, a variação de L no período
1960/90
foi
de 0,143929.Tabela 4 Medidas de desi ualdade de Theil, renda
r.
rY.r,
Tr.
:En.L. L1960 0,1920 0, 1383 0,3303 0,2037 0,1447 0,3484
1965 0,21 18 0,1381 0,3498 0,2280
o,
1548 0,38281970 0,2171 0, 1302 0,3473 0,2373 0,1504 0,3877
1975 0,2023 0,1338 0,3361 0,2241 0,169 I 0,3932
1980 O, I 988 0,1 376 0,3363 0,2259 0,1758 0,4018
1985 0,2174 0,1468 0,3642 0,2450 0,1892 0,4342
1990 0,2439 0,1563 0,4002 0,2836 0,2088 0,4923
Fonte: elaborado pelos autores a partir de dados de Summers e Heston (1995), Penn World Tables.
3 Os determinantes da evolução da desigualdade internacional da renda
Vamos relacionar, nesta última seção, a desigualdade da distribuição internacional da renda per capita com os determinantes do crescimento dessa mesma renda. Para tanto, partiremos de uma das medidas de desigualdade de Theil, qual seja, a fórmula (que aqui estamos chamando de)
simplifica-da do L de Theil. Vejamos•.
Seja x1 o valor da renda per capita do i-ésimo país e Y o total das rendas dos n países, podemos
escrever
1"
x.
L=---'--ln-' como
n J.l
1
rrx,1 (
Y)
· L= - - L;ln - = - - lnx,
-ln-n Y n n
Desenvolvendo a equação (6), obtemos
L=_..!_
I(Inx,
-lnY + lngn) oun
1
L= - -{Llnx, - nlnY + nlnn) ,
n
(6)
(7)
para finalmente chegarmos à equação simplificada da medida de desigualdade L de Theil
L= -lnn L;Inx, + lnY . (8)
n
Note que, para obtermos o L de Theil, precisamos, portanto, apenas da renda per capita dos n países e de seu somatório Y. Se calcularmos, de acordo com a expressão (8), o L de Theil para os anos de 1960 e 1990, obtemos os valores 0,3484 e 0,4923, respectivamente. Esses valores são exa-tamente os mesmos que aparecem na Tabela 4. A variação observada no valor de L de Theil no pe-ríodo 1960/90 será, evidentemente, igual ao que apresentamos anteriormente, isto é, de 0,143929.
9 O desenvolvimento dessa fórmula, que apresentaremos em seguida, está em Garcia et a/li ( 1999).
Queremos agora apresentar uma outra maneira de decompor o L de Theil, a fim de que possa-mos relacionar a desigualdade com
as
variações das rendas ao longo do tempo. Assim, tomemos a derivada parcial da equação (8):dL =-ôLdn -LôLdx + ôLdY dt
ôn
dt , ôx dt ôY dt 'ou ainda,
L=
Idinn, dt
d L lnx.,
, n, dlnY,
---''----'-- + -
-dt dt
Como o primeiro termo da equação ( 10) é igual a zero, temos
• A 1 "
r,=
Y,
--L-x•
n, ;
(9)
(10)
( 11)
em que ~ é a razão entre a variação total da renda (Y) em te (t- 1) e a renda total
Yr
ex.
é ara-zão entre a variação da renda per capita (i) do i-ésimo país em te (t- 1) e sua renda em x,.Se calcularmos o
L,
para o ano de 1990 com relação a 1960, a partir dos dados de nossa amos-tra, obtemos o valor 0,143929 - que é igual, como era de se esperar, à variação que obtivemos ante-riormente para o período -, ou seja,L=
0,773581-0,629652=
0,143929 .É importante notar que a equação (11) expressa a diferença entre a taxa de crescimento do pro-duto per capita médio dos (no nosso caso) 88 países (x,) e a média das taxas de crescimento dos produtos per capita desses mesmos 88 países (
x. ).
Isto é,i,
=
variação dex,
-média dex. .
(12)A partir de agora, daremos um passo importante. Lembrando a equação (5), podemos definir a convergência para o i-ésimo país como sendo:
ln(y, (t)) - ln(y,(O)) =a,+ 9* lnski +e h lns'"
- en
ln(n + g+ ô)-9xoJ lny,(O)-E1 (13)em que
(14)
(15)
-ÀI a+
f3
e
n = (1 -e )
1-a-
f3 ,
e (16)e ~ (O )
=
(1 - e- ÀI) . (17)~)n(y
i
(1))-ln(y,
(O)) = i=
L:(ai
+a ,lns,,
+ah lnsM-
a nln(n
+g
+o)- a y(O)lny
1 (0) - S1)'
Considerando que a soma dos erros é zero, podemos escrever
Lln(yi(1))
-ln(y, (O))=
i
=
n,a
+a,L;1nski +a.L;lnsh,
- a.L:InCn+g+
o) -ay(o)Llny,(O); i ; ,.
(18)
(19)
Note-se que a equação (19) representa a soma das retas de convergência das rendas per capita dos países, ou ainda, a variação dessa renda entre os peóodos 1 e (1 - 1 ). Isso nos possibilita substi-tuí-la em (11), com o que obtemos10
i,=
Y, -
~~
(
n,a+a,~Jns,
1
+a.~Jnsh
, - a.~Jn(n
+ g + o)-a yco> ~ln y,(O) )
(20)Chegamos a uma relação matemática até então não identificada pela literatura e relevante para os nossos objetivos: de acordo com a equação (20), a variação da desigualdade da renda (medida pelo L de Theil) é dada pela diferença entre a variação da renda per capita média ( Y) e a média (
es-perança) da variação da renda per capita - o segundo termo da equação (20). Estamos denominando
esse segundo termo de
efti1o de convergência
da renda entre os países,ê.
Ou ainda, estamos chaman-do a esperança de crescimento no munchaman-do de efeito convergência. Ou seja:(21)
Assim, utilizando a equação (20), a variação da desigualdade do L de Theil concernente aos 88 países de nossa amostra é
. l [ (3,320x88)+(0,349x24l,7l)+(0,2944x250,16)+]
L= O
773581--, 88 +(-0,910 X 170,14) + (- 0,3626 X 661,79)
(22)
a qual tem o mesmo resultado obtido anteriormente:
L=
0,773581 - 0,629652 = 0,143929 .Vale notar que os valores dos coeficientes que aparecem no segundo termo da equação (22) são
os mesmos da equação E2 de convergência do crescimento econômico.
Mas,
o que nos dizem esses resultados advindos da equação (20) ou (21)? Em primeiro lugar, é fácil perceber que, dado a varia-ção da renda per capita média (Y ),
quanto maíor o valor da convergência, menor será a variação deL. Em segundo, se o efeito de convergência for maíor do que
Y,
i
se torna negativo, isto é, a desi-gualdade de renda (sobretudo na cauda esquerda da distribuição) está diminuindo, ou ainda, está se tomando maís igualitária.Conclui-se que, de acordo com o que nossas evidências empíricas mostram, a desigualdade au-mentou no peóodo 1960/90 pelo fàto de que as rendas não convergiram. Porém, o que ocorreu com a renda per capita dos países ou dos grupos com os quais estamos trabalhando?
Podemos imaginar que, se as rendas não convergiram, os países (ou os grupos de países) não têm os mesmos fundamentos econômicos. E mais: se o valor da convergência é pequeno, é porque
10 Para que não haja maiores confusões, é importante alertar o leitor que a nossa variável renda aparece ora designada
por y, ora por x, pois respeitamos a forma usual apresentada tanto nas equações de erescimento como nas medidas de desigualdade.
os países com renda per capita menor não estão crescendo a taxas mais elevadas do que os que já estão em estado estacionário. Como podemos verificar isso?
A variação da medida simplificada de desigualdade L de Theil também pode ser calculada e de-composta, do mes~o modo que fizemos para o conjunto de países, para os grupos: África; América
Latina e Caribe; Asia e Oriente Médio; e Europa, Oceania, EUA e Canadá. Assim, utilizando a equação (20) ou (21) temos a Tabela 5.
Na última coluna da Tabela 5, vemos a variação do L de Theil dos grupos" . Em verdade, esses valores já poderiam ter sido apresentados anteriormente, pois são exatamente os mesmos valores resultantes da diferença do Lh em 1960 e do Lh em 1990 que calculamos para obter "EniJ.h -o segun-do componente segun-do L de Theil referente à desigualdade dentro dos grupos (veja-se Tabela 4). Vale dizer, se calcularmos o L de Theil por meio da expressão (6) para cada grupo nos anos de 1960 e 1990 e tirarmos a diferença, urna vez mais obteremos os valores da variação do L apresentados na Tabela 5.
Tabela 5 Efeito convergência da renda dentro dos grupos (L de Theil)
Africa
América Latina e Caribe Ásia e Oriente Médio
Europa, Oceania, EUA e Canadá
Mundo
0,384470 0,340884 1,301701 0,814828 0,773582
0,275488 0,328296 1,089494 0,846059 0,629653
Fonte: elabo<ado pelos autores a partir de dados de Summers e HestOn (1995), Penn World Tables.
0, 108982 0,012588 0,212207 -0,031231 0, 143929
O que a Tabela 5 mostra de novo é justamente, como dissemos acima, a influência da conver-gência das rendas dentro dos grupos sobre a desigualdade nesses mesmos grupos. Fica bastante cla-ro que a desigualdade da renda per capita no grupo Eucla-ropa, Oceania, EUA e Canadá diminuiu (note o sinal negativo de
i
desse grupo) porque houve convergência dentro desse grupo (ou ainda, a média das taxas de crescimento dos produtos per capita dos países desse grupo foi maior que a taxa de crescimento do produto per capita médio do mesmo grupo).Nos demais grupos, houve crescimento da desigualdade da renda, mas com características dife-rentes. No grupo América Latina e Caribe, a variação da desigualdade foi a menor porque a taxa de crescimento de seu produto per capita (Y) no período 1960/90 também foi baixa (note que foi a menor). No grupo
África,
a despeito de sua taxa de crescimento do produto per capita ser maior que a do grupo América Latina e Caribe, não houve convergência das rendas dos países que o com-põem. Por sua vez, o grupo Ásia e Oriente Médio apresentou a maior taxa de crescimento do pro-duto per capita, mas com forte divergência das rerxlas - daí o fàto de esse grupo ter a maior taxa de variação da desigualdade entre 1960/90.Vale notar que a soma das linhas da Tabela 5, como era de se esperar, não é igual ao resultado obtido
para
o mundo - já que estimamos o L de Theil dentro dos grupos. Mas, como podemosme-dir a participação dos grupos na variação do L total e em cada um dos componentes de que estamos tratando aqui? Urna maneira é dada pela seguinte equação:
i,
"''f.il. /;
1 -'f.7t
Jêf , (23)1 f
em que f...; é a participação da renda média per capita do grupo j na sorna das rendas médias per ca-pita (base 1960) e n1 é a participação dos k países do
grupo
j no total de países. Aqui a variação do Lé aproximada porque o crescimento da renda média per capita no mundo é aproximadamente igual à média ponderada do crescimento das rendas médias per capita dos grupos (valores que aparecem na
11 Na última linha aparecem os valores da variação de L e de seus componentes para o total da amostra, ou seja, os
segunda coluna da Tabela 5). Note que o segundo termo da expressão (23) é o somatório das retas de convergência dos grupos, calculadas exatamente por meio de ( 19), dividido pelos total de países.
Com isso "distribuímos" a variação do L de Theil calculada para o total da amostra entre os grupos. A Tabela 6 mostra os resultados - agora, como se pode observar, as somas das linhas são iguais aos valores do mundo, muito embora esses valores apenas se aproximem dos exibidos na Tabela 5. No que respeita aos efeitos de convergência, os valores da tabela 6 são exatamente os mesmos da tabela 5 (terceira coluna) multiplicados por 1t1.
Tabela 6 Efeito convergência da renda no total dos grupos (L de Theil)
Africa 0,038374 0,068872 -0,030498 5,2% 10,9%
América Latina e Caribe 0,080488 0,078343 0,002145 11,0% 12,4%
Ásia e Oriente Médio
Europa, Oceania, EUA e Canadá
Mundo (=Soma das linhas)
0,193705 0,419852
0, 732420
0,222851 0,259586
0,629653
-0,0291 46 0, !60266
0,102767
Fonte; elaborado pelos autores a partir de dados de Swnmers e Hcston ( 1995), Penn World Tables.
26,4% 57,3%
100,0%
35,4% 41,2%
100.0%
Em primeiro lugar, vemos que, além do grupo Europa, Oceania, EUA e Canadá, o grupo Amé-rica Latina e Caribe também contribuiu para que a variação da desigualdade da renda per capita no mundo aumentasse no período 1960/90.
Podemos observar que 57% da variação da renda per capita média total
("f)
se deve ao grupo Europa, Oceania, EUA e Canadá. Dado o elevado nível absoluto da renda per capita dos países des-se grupo em 1960, isso significa que suas rendas aumentaram ainda mais as distâncias em relação às rendas dos demais países dos outros grupos. O fato de o grupo Ásia e Oriente Médio aparecer com a segunda maior participação no total da variação da renda per capita média era de se esperar, dado o elevado crescimento da renda per capita de seus países. Aliàs, justamente por causa de terem rendas per capita menores em 1960, esperava-se que esse grupo apresentasse elevada participação na vari-ação da renda per capita média (Y)
ao longo do período. A Tabela 6 também revela reduzida parti-cipação na variação da renda per capita média dos grupos América Latina e Caribe e África, países com pequena participação inicial e crescimento menor que os demaís, o que contrarianossa
expec-tativa.Também é importante observar o que aconteceu com a contribuição de cada grupo para a con-vergência da renda Os resultados da terceira coluna da Tabela 6 são bastante claros: a contribuição dos grupos Ásia e Oriente Médio e Europa, Oceania, EUA e Canadá é rnaior que a dos grupos Áfri-ca e AmériÁfri-ca Latina e Caribe. Da convergência total, a convergência observada no
grupo
Europa, Oceania, EUA e Canadá representou maís de 40%. No grupo Ásia e Oriente Médio, esse valortam-bém foi aho : 35,4%. Não obstante, no caso dos grupos Europa, Oceania, EUA e Canadá e América Latina e Caribe, os efeitos de crescimento superam os de convergência, o que impõe uma piora na desigualdade total ao longo do período.
Podemos dizer, portanto, que as rendas dos países mais ricos e mais pobres divergiram ao longo
desses trinta anos que vão de 1960 a 1990. A renda pode convergir dentro do grupo de países ricos (Europa, Oceania, EUA e Canadá), mas entre esse
grupo
e os demais há uma divergência, em boa medida causada pela baixa taxa de crescimento da renda média dos grupos África e América Latina e Caribe. Mas, não podemos esquecer, a desigualdade aumenta dentro de todos os grupos, à exceção do grupo Europa, Oceania, EUA e Canadá, como indica a Tabela 5. A Figura 5, que traz a evolução dos produtos per capita médios dos quatro grupos aqui estudados, ilustra esse fato.Figura 5 Gráfico da divergência das rendas entre países ricos e pobres
25.000 .-- -- --- -- ---~
20.000
15.000
10.000
s.ooo
•
•
•
1960 196S 1910
. . . . Áfi;ca
- Ási3 e ()riMe M6dil>
.
•
•
197S 1980 1985 1990 ~ A.rn&ica L.atirn e: Caribt
...,.Europa. ()oeania. EUA e Canadá
Fon1e: elaborado pelos autores a partir de dados de Sununors e Heslon (1995), Penn World Tables.
Essa figura nos permite imaginar que as curvas de convergência desses grupos são distintas e não se cruzam - como mostra a Figura 6, em que a níveis iniciais de renda per capita (y(O)) mais elevados correspondem taxas menores de crescimento da renda per capita ( ji) e vice-versa.
Figura 6 Gráfico teórico da divergência das rendas entre países ricos e pobres
A
y
Países pobres
y(O)
Se imaginarmos que as rendas dos países ricos e pobres partem de um mesmo nível em, diga-mos, t = O, ao longo do
tempo
as curvas das rendas desses países vão se distanciando, dado que elas têm coeficientes angulares diferentes. A área formada pelas distâncias dessas curvas é o que estamos chamando aqui de área da divergênciaÇ-
veja-se Figura 7.12Figura 7 Gráfico teórico da área de divergência das rendas entre países ricos e pobres
Países ricos
Países pobres
t
O que observamos aqui é o que estávamos intuindo quando apresentamos os cálculos da regres-são E3. Como dizíamos, o fato de as variáveis dummies incorporadas ao modelo serem significati-vas mostra que o processo de crescimento dos trinta anos ocorridos entre 1960 e 1990 apresentou retas paralelas de convergência- como as da Figura 6. Os países pobres são os que têm intercepto menor (que é igual ao valor da constante da regressão mais o valor da dummy do respectivo grupo de países) e, portanto, partem de uma taxa de crescimento da renda per capita menor, o que implica,
ao longo do tempo, que suas rendas vão divergindo das rendas dos países ricos.
E mesmo se todos os países partissem do mesmo intercepto (como ocorre na Figura 7), o que resultaria numa área de divergência menor, ainda poderia haver divergência das rendas causadas pelas diferenças em St, Sh e n. Como verificar tal possibilidade?
Tornemos as regressões E2 e E3 que apresentamos. Essas regressões, como sabemos, estão es-timando como o crescimento da renda per capita no período 1960/ 90 é explicada por variações nos fundamentos econômicos St, Sh e (n
+
g+
õ) e pela influência dos grupos de países (variáveis dum-mies). Se calcularmos o valor da renda per capita de cada país de acordo com essas regressões (istoé, se obtivermos os valores previstos pelas regressões), podemos estimar os dois componentes da variação de L no período. A Tabela 7 mostra os resultados.
Tabela 7 Variação do L de Theil segundo as regressões E2 e E3
Y;
ê;
Li
Y;IY
Previsto pela regressão E2 0,727212 0,629653 0,097559 67,8%
Previsto pela regressão E3 0,741122 0,629653 0,111469 77,4%
Observado
o,
773582 0,629653 0,143929 100,0%Vemos que 67,8% da variação da medida de desigualdade L de Theil é esperada pela diferença dos fundamentos econômicos entre os países. E quando acrescentamos as variáveis dummies (re-gressão E3), observamos que aumenta o valor da desigualdade esperada que calculamos para o pe-ríodo 1960/ 90. Isto é, a distinção entre grupos é significativa para explicar a evolução da desigual-dade da distribuição da renda internacional.
4
ConclusãoAs estimativas que apresentamos ao longo desse artigo mostraram que diferentes grupos de paí-ses, com diferentes fundamentos e distintos processos de crescimento apresentaram uma dinâmica que implicou uma piora da distribuição da renda per capita internacional - corno indicaram os mdi-ces de Gini e as medidas de desigualdade de Thei1
para
o período 1960 a 1990.Quais as conseqüências dessa piora da distribuição da renda per capita? Por wn lado, a decom-posição das medidas de desigualdade mostrou que a distribuição da renda per capita dentro do gru-po de países ricos melhorou. Por outro lado, a distribuição da renda pirou não somente dentro dos grupos de países pobres, mas também entre estes e o grupo de países ricos. Isso quer dizer que as distâncias dos níveis de renda entre esses grupos (ricos e pobres) awnentaram. Em outras palavras, os níveis de renda divergiram nos trinta anos corridos entre 1960 e 1990.
Anexo Estatístico
Grupos de Paises COctigo P!B per capita P!B per capita PopulaçiiO Investimento lovcstimcoto Taxa
Banco em 19ó0 (USS em 1990 (USS (habitantes em capital em capital (n+g+d)
Mtmdia1 PPPde 1985) PPP de 1985) mil) fisieo(% do humano(%
P!B) daPop.)
A/rico
Argélia DZA 1.261,428 2.465,130 17, 116 20,905 6,172 7.846
&nim BEN 1.107,655 915,985 16,945 6,554 3.819 7,846
Camarões CMR 658,523 1.043,150 13,464 8,331 10,913 7,614
Rep. África Central CAF 713,370 572,493 8,331 6,360 4,393 7,099
Congo COG 1.064,223 1.998,196 19,298 9,875 25,028 7,925
Egito EGY 780,551 1.826,214 10,913 4,572 20,905 7,389
Gambia GMB 665,142 804,322 17,993 4,953 7,029 7,925
Gana GHA 925,191 897,847 13,874 6,110 15,029 7,614
Qu&ia K.EN 727,781 906,871 4 1,679 15,029 6,110 8,758
Lesoto LSO 314,191 %2,949 10,913 12,305 5,812 7,389
Malawi MWI 387,610 512,859 19,688 9,679 3,190 8,004
Mal i MLI 523,219 528,477 10,805 6, 172 1,083 7,389
Mauricius MUS 2.892,857 6.002,912 5,155 10,59 1 24,779 6,619
Moçambique MOZ 1.164,445 757,482 11,822 1,878 1,522 7,463
Ruanda RWA 528,477 735,095 22,646 3.89ó 3,561 8,085
Senegal SEN 1.012,320 1.152,859 12,554 5, 104 4,665 7,538
África do Sul ZAF 2.164,620 3.229,233 12,305 17,993 31,817 7,538
Togo TGO 372,412 651,971 19,492 15,487 4,807 8,004
Tun.isia TUN 1.032,770 2.864,073 8,935 14,440 13,197 7,111
Uganda UGA 572,493 523,219 21,977 2,411 3,597 8,085
Zâmbia ZMB 1.211,%7 671,826 24,288 21,758 1,925 8,166
Zimbabue ZWE 1.187,%9 1.176 148 29666 16,945 3,819 8,415
Ambiu Ülliltil e. Ctuibe
Costa Rica CRI 2.121,757 3.463,379 18,916 16,281 11,822 7,925 Rep. Dominicana DOM 1.176,148 2.230,542 12,807 15,487 9,777 7,538 E1 Salvador SLV 1.465,571 I. 754,607 10,486 8,331 8,331 7,316 Guatemala GTM 1.737, 148 2.143,081 18,357 9,116 5.474 7,925 Honduras HND 1.074,918 1. 394,094 26,843 13,874 7,925 8,248
Jamaica JAM 1.826,214 2.643,873 3,490 21 ,542 12,061 6,234
Mélcieo MEX 2.807,361 5.767,535 13,066 16,445 13, 197 7,538 Nicarágua NIC 1.587,634 1.211,%7 17,462 11 ,705 3,975 7,846 Panamá PAN 1.587,634 2.779,427 12,429 20,086 28,503 7,538 Trinidad e Tobago TIO 5.324,106 7.631,197 4,759 12,305 22,198 6,554 Argeotina ARG 4.491,761 4.675,073 4,527 16,445 22,198 6,488
Bolívia BOL 1.118,787 1.587,634 12,061 15,959 31,500 7,463
Brazil BRA 1.844,567 4.023,872 11,359 19,106 8,846 7,463
Ch.ile CHL 3.010,917 4.402,818 6,110 20,086 33,115 6.821
Colõrobia COL 1.669,034 3.294,468 11,246 15,643 15,333 7,389 Equador ECU 1.480,300 2.670,444 16,945 21,758 11,023 7,846
Guiana GUY 1.702,750 1.064,223 3,743 24,288 16,777 6,297
Paraguai PRY 1.187,%9 2.100,646 17,814 13,599 16,281 7,846
Puú PER 1.939,140 2.186,375 13,599 17,637 21,115 7,614
l.kuguai URY 4.064,313 4.675,073 1,935 12,680 22,198 5,641
Grupos de Paises Código PIB per capita PIB per <apita População Investimento Investimento Taxa Banoo em 1960 (USS em 19'!0 (USS (habitantes em capital em capital (n+g+d) MW!dial PPP de 1985) PPPde 1985) mil) fisioo ('lodo humano(%
PIB) daPop.)
Asitl: e Oritnlt Médio
Bangladesh BGD 943,881 1.380.223 11,588 4,096 19,298 7,463
China CHN 56 1,157 1.312,908 5,930 20,491 46,525 6,753
HongKoog HKG 2. 121,757 14.617,870 8,248 19,886 50,901 7.099
Índia IND 772,784 1.261,428 9,583 13,736 13,330 7,243
Indonésia ION 589,928 1.939, 140 8,758 17,1 16 11,246 7,171
lran IRN 2.540,205 3. 165,290 30,877 15,487 15,180 8,415
Israel ISR 3.394,800 9.320,765 14,440 26,050 48,911 7,691
Japão lPN 3.041 ,177 14.617,870 2,484 34,467 45,604 5,930
Jordânia JOR 1.187,969 2.892,857 9,207 13,874 25,028 7,243
Cor-tia KOR 897,847 6.836,287 6,360 23,807 54,055 6.821
Malásia MYS 1.495,177 5.014,054 13,599 23,571 29,079 7,614
PaquiSIOO PAK 671,826 1.394,094 20,491 10,591 15,800 8,004
Filipinas PHL 1.164,445 1.m.241 14,440 15,333 25,028 7,691
Ciogapura SGP 1.652,426 11.958,099 5,312 31,187 35,517 6,686
Sri Lanka LKA 1.286,911 2.079,744 6,172 9,300 42,098 6,821
Síria SYR 1.408, 105 3.9S3,834 27,385 14,440 11,588 8,331
Taiwam OAN 1.261,428 8. 184,521 8,499 21,977 40,447 7,171
Tailândia THA 972.626 3.558 855 12 936 18 174 8 758 7 538
Europa, OwiJUa, EUA e Qmad4
Canadá CAN 7.115,281 17.326,632 3,743 24,047 57,974 6,297
ESiados Unidos USA 9.996,597 18.033,745 2,974 21 ,328 66,023 6,110
Áustria AUT 5.218,681 12.954,887 1,350 25,790 45,604 5.312
!!8gica BEL 5.597,078 13.629,611 1,350 23,807 42,948 5,312
Otipre CYP 2.079,744 8.433,777 1,974 26,843 42,521 5,697
Cheooslovâquia CSK 1.669,034 4. 188,090 1,584 27,660 53,517 5,474
Dinamarca DNI< 6.904,993 14.014,695 1,471 25,280 65,366 5,366
Finlândia FIN 5.377,614 14.472,419 1,477 34,124 28,503 5,419
Fr an ~ FRA 5 943_1 87. 14 1&5,846 2,054 27, 113 21,328 S,697
Alemanha Oriental DEU 6.634,244 14.913,170 1,553 27,660 25,028 5,419
Grécia GRC 2.100,646 6.9)4,993 1,916 24,533 26,576 5,641
Islândia ISL 4.722,058 13.493,994 3,456 28,219 28,789 6,234
Irlanda IRL 3.327,578 9.22B,022 2,034 24,288 41,679 5,697
Itália !TA 4.628,SS5 12.835,884 1,584 27,660 33,115 5,474
Holanda NLD 6. 124,179 13.095,187 2,411 24,533 40,854 5,871
Noruega NOR 5.431,660 13.359,127 1,768 30,265 35,163 5,585
Portugal PRT 1.919,846 7.7>'rl,892 1,391 22,646 12,061 5,312
Espanha ESP 3.133,795 9.897,129 2,270 25,534 16,281 5,812
S~a SWE 7.942,632 14.913,170 1,568 23,336 66,686 5,474
Suíça CHE 9.136,202 17.154,229 2,117 29,371 50,400 5,155
Turquia TUR 1.652,426 3.751 ,834 11,023 20,905 15,487 7,389 Grã Bretanha GBR 6.836,287 13.226,795 1,336 17,993 32,137 5,312 Iogoslávia YUG 1.958,629 4.SS2,500 2,363 29,964 26,576 5,871
Austrália AUS 7.942,632 14.617,870 5,474 28,219 62,803 6,686
Fiji FJI 2.079,744 4.230,181 8,085 17,116 22,198 7,099
Nova Zelãndia NZ.L 8.103,084 12.0!8,381 3,190 24,533 64,072 6,172
PaDua Nova Guiné PNG 1.261,428 1.3!0.223 10,381 15,487 7.846 7.316
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TEXTOS JÁ PUBLICADOS
n• 01 • A PRAGMATIC APPROACH TO STATE INTERVENTION: T HE BRAZILIAN CASE . Lu iz Carlos Bresser Perei ra
n• 02- THE PERVERSE MACROECONOMICS OF DEBI T, DEFIC IT ANO INFL ATION IN BRAZI L.
Luiz Carlos Bresser Pereira
n• 03 • A TAXA DE SALÁRIOS NA INDÚSTRIA DE TRANSFORMAÇÃO . Domingo Zurron Ócio
n• 04- ACUMULAÇÃO DE CAP ITAL , LUCROS E JUROS. Luiz Carl os Bresser Pereira
n• 05 - INVESTMENT DEC IS ION AN O THE INTEREST RATE IN NORMAL ANO EXCEPTIONAL TI MES.
Lu i z Carlos Bresser Pereira
n• 06- O IMPOSTO ÚNICO SOB RE TRANSAÇ0ES (IUT) . Marcos Cintra Caval canti de Albuquerque
n• 07 - ALGUMAS CONSIDERAÇOES AC E RCA DA VIDA EM SOCIEDADE . Robert Norman V. C. Nicol
n• 08- O DÉCIMO PR IME IRO PLANO DE ESTAB ILIZAÇÃO. Luiz Ca rl os Bresser Pereira
n• 09- THE VANISHI NG MOTIVAT ION TO SOLVE THE DEBT CRISIS. Luiz Carlos Bresser Pereira
n• 1 0 - CR IME, VIOLÊNC IA E CASTIGO. Robert Norman V. C. Nicol
n• 11 - UM MODELO I NTEGRADO PARA UNIVERSIDA DES PÚBLICAS . Ann ibal Parracho Sant'Ann a
Dani Gamerman (IM/UFRJ)
Hélio dos Sa ntos Migon ( IM/UFRJ)
n• 12 - IM POSTO INFLAC IONÁRIO E EFE ITO OLIVEIRA-TANZI : UMA VERSÃO COMB INADA.
Paulo Roberto A rvate
n• 13- WAGES, EFFICIENCY AN O LABOR MARKET REGULATION IN AN INFLATIONARY ENVIRONME NT.
Guillermo Tomás Málaga
n• 14. OS KEYNESIANOS NEO-R ICAROIANOS E OS PÓS-KEYNESIANOS: COMENTÁRIOS A AMADEU E DUTT.
Anto nio Carlos Alves dos Santos
n• 15 - THE REC ENT B RAZILIAN TRADE LIBERALIZAT ION IN HISTORICAL PERSPECTIVE .
Gesner Oliveira Marcel o Alia in
n• 16 . PRÁTICAS ORÇAME NTÁRIAS PARTICIPATIVAS: UM ESTUDO DE CASO DE PR EFEITURAS PAULISTAS .
n• 17- LIBERALIZATION ANO DEMOCRATIZATION IN TH E CONTEXT OF A W EAK STATE A NO A WEAKER CIVIL SOC IETY .
Luiz Carlos Bresser Pereira
n• 18- LAT IN AMER ICA ANO EASTERN EUROPE: ECONOMIC REFORMS IN ABNORMA L TIMES .
Lui z Carlos Bresser Pereira
n• 19 - WAGE POLI CIES ANO LABO R TURNOVER: AN EM P IRI CAL ANAL YS IS OF THE BRAZIL IAN DAT A.
Guillermo Tomás Mâlaga
n• 20 - MODELOS HI ERÁRQUICOS DINÂM ICOS E PREVISÃO DO VA LOR AGREGADO . Ann ibal Parracho Sant' Anna
n• 21 - A EX PERii: NCIA RECENTE DE ESTAB ILIZAÇÃO E AJ USTAMENTO NO MÉXICO : ASPECTOS RELEVAN TES PARA A ECONOMIA BRAS ILE IRA .
Gesner Oliveira
n• 22 - UM MESTRE DA ECONOMIA BRASILE IRA: IGNÁCIO RANG EL . Lu iz Ca rlos Bresser Pe reira
J osé Márcio Rego
n• 23- PRIVATIZATION THROUGH I NST ITUTIONALIZAT ION, WHE N IT IS NECESSARY TO CREATE THE MARKET ANO THE STATE.
Luiz Carlos Bresser Pereira
n• 24 - CRISE MON ETÁRIA, REFORMA FISCAL E DOL ARIZAÇÃO DA ECO NOM IA . Paulo Nogueira Ba ti sta Jr.
n• 25 - RECORDAR É VIVER: A QUESTÃO DAS TRANSFER!:NC IAS REAIS, ABERTURA DA ECONOM IA E SEUS EFEITOS SOBRE O CONSUMO E INVEST IMENTO I NTERNO .
Pau lo Robe rto Arvate
n• 26 - CRISE FISCAL EM MUNIC(PIOS : IN DICADORES E INSTRU MENTOS . Carlos A. C. Ribeiro
n• 27 - AB ERTURA DA ECONOMIA COM MANUTENÇÃO DO N(VEL DE EMPREGO E POLITICA CAM BIAL ÁS AVESSAS.
Paulo Roberto Arvat e
n• 28- A EFIC ii:NCIA TÉCN ICA DE EMPRESAS E O PARADOXO DO DESEMPEN HO . Carlos A. C. Ribeiro
n• 29 - BRAZILIAN PRODUCTIVE ANO OCCUPATIONAL STRUCTURES : R EGIONAL DISP ERSON I NDEX ES.
A ni ta Kon
n• 30- SRAFFA E WITTGENSTEI N: NOTAS SOBRE T EORIA ECONOMICA E JOGOS DE LINGUAGEM .
A ntoni o Carlos Alves dos Santos
n• 31 - EMPRESÁRIOS, SUAS ORIGENS E AS IN TE RPRETAÇ0ES DO BRASIL. Luiz Carlos Bresser Pereira
n• 32 - A "CRED IBILI DADE" DA POLITICA ANT II NF LAC IONÁRIA E A SUA CONS IST i: NCIA TEMPORAL.
Arthur Barri onu evo Filho
n• 33 - A DIVISÃO REG IONAL DO TRABALHO NO BRASIL: UM MODELO CAUSAL. Anita Kon
n• 34- ACCUMULATION ANO GROWT H IN A MONETARY ECONOMY: JAMES TO B IN REVISI TED .
G ilberto T adeu Lima
n° 35 - A ARMAD ILHA DA DOLARIZAÇÃO. Paulo Noguei ra Batista Jr.
n• 36- NOTES O N MONEY, GROWTH ANO DISTRIBUTION . G il berto Tadeu Lima
n• 37- UMA IN TERPR ETAÇÃO DA AMÉRICA LATINA : A CRISE DO ESTADO .
Luiz Ca rlos Bresser Perei ra
n• 38 - FRAGMENTS OF A TRANS EPISTE MIC DISCO URSE: POLITI CA L ECONO MY OF SC IE NT IFIC KNOWLEDGE ANO SOCIOLOGY OF ECONOM IC KNOWL EDGE. Gi lberto Tadeu Lima
n• 39- T HE POLITICAL OR IGIN OF ECONOM IC PROBLEMS. Lu iz Carlos Bresser Pereira
Y oshiaki Nakano
n• 40- TWO ESSAYS ON I NDUSTRIALIZATION IN DEVELOPING COUNT RI ES ANO DE INDUSTRIAL IZATION IN DEVELOPED COUNTRIES .
Gilberto T adeu Lima
n• 41 - NET A NO T OTAL T RANSITION COSTS: THE TIMIN G OF ADJUSTMENT . Luiz Ca rlos Bresser Perei ra
Jai ro Abud
n• 42 - SOBRE A NOÇÃO DE PROGRESSO DA C IÉNCIA ECONÚM I CA EM SCHUMPETER. Marcos Fernandes Gonça lves da Silva
n• 4 3- THE BRAZILIAN ECONOMY UNDER THE REAL: PROSPECTS FOR STABILIZATION ANO GROWTH .
Gesner Oliveira Celso Toledo
n• 44 - O CONCEITO DE PRÉ-REQU I SIT OS PARA A INDUSTRIALIZAÇÃO . Robe rt Norman V. C. Nicol
n• 45- BRAZI L: INTERNATIONAL TRADE OPPORTUNITI ES AMONG ECONOM IC REG IONAL BLOCS .
Ernesto Lozardo Vera Thorstensen
n• 46 - ÁLGEBRA LINEAR PARA ECONOMIA. Robert Norman V .C . Nicol
n• 4 7 - MODELOS ORTO DOXOS DE INFLAÇÃO ALTA: UMA ANÁLISE CRiTICA. Luiz Antonio de Oliveira Li ma
n• 48 - A TU RNING POIN T IN THE DEBT CRISI S ANO THE BANK: A BRASI LIAN MEMOIR
Luiz Carlos Bresser Pereira
n• 49- THE RELATIVE AUT ONOMY OF MACROECO NOMI CS: A M ETHODOLOGICAL APPROACH
n• 50· PLANO REAL: ESTABILIZAÇÃO MONETÁRIA E DES EQU IL ÍB RIO EXTE RNO Paulo Nogueira Batista Jr.
n• 5 1 • OEVELOPMENT, TECHNOLOG ICAL CHANGE ANO INNOVATION : SCHUMPETER ANO NEO -SC HU MPETERIANS
Gilberto Tadeu Lima
n• 52· EM BUSCA DE UMA NOVA INTERPRETAÇÃO PARA O BRASIL E A AMÉR ICA LATINA
Luiz Carlos Bresser Pereira
n• 53 · A DIVISÃO DE TRABALHO NA METRÓPOLE BRASI LEI RA Anita Kon
n• 54· LATIN AMERICA MAJOR PLAYER IN THE I NTERNATIONA L FINANCIAL MARKE TS: AGONY ANO EC STASY
Maria Lucia Labate Mantovanini Pádua Lima
n• 55- CONSIOERAÇ0ES SOBRE O DEBATE A RESPEITO DA RELAÇÃO ENTR E POL ITICA COMERCIAL E DESENVO LVIME NTO
A r thur Barrionuevo Filho
n• 56 • EM ALGUM LUGAR DO PASSADO :
BREVES REFLEXOES SOBRE A I MPORTÂNCIA DA H ISTÓRIA 00 PENSAMENTO ECONOMICO
Gilberto Tadeu Lima
n• 57 • A MORAL DA DÍVIDA PÚBLICA Marcos Ferna ndes G. da Sil va
n• 58- OVEROETERMINATION IN A MARXIAN THEORY OF MONEY Gilberto Tadeu Lima
n° 59· SOC IAL CHOICE ANO I RREOUCIBLE VALUES Marcos Fernandes G. da Silva
n• 60- A E CONOMIA POLÍTICA DA CORRUPÇÃO Marcos F ernandes G. da Silva
n• 61 • A EPISTEMOLOGIA DA ECONOM IA TEÓR ICA EM SCHUMPE TER: O PAPE L DE DAS WESEN UNO DER HAUPTINHALT DER THEORETISC HEN
NA TIONALOKONOM IE
Marcos Fernandes G. da Silva
n• 62. ES TRATÉGIAS DE APOIO À COMPETITIVIOAOE E INOVAÇÃO DAS PMEs: O CASO DO BRASIL
Carlos de Faro Passos
n• 63 - SERVICE INOUSTRIES ANO SERVICE ECONOMY Anita Kon
n• 64. BUOGETING ANO RESOURCE ALLOCATION IN UNIVERS IT IES: A PUBLIC CHOICE APPROACH
Ma rcos Fernandes G. da Silva
n• 65. O IM PACTO DA REDUÇÃO DO CUSTO 00 BRASIL SOBRE A DEFASAGEM CAMBIAL
Sam uel de Abreu Pessõa
n• 66 . DEFESA DA CONCORR I:NC IA EM PAÍS ES EM DESENVOLVIMENTO; ASPECTOS DA EXPERif:NCIA DO BRASIL E DO MERCOSUL
Gesner Olivei ra
n• 67- AJUSTAMENTO DE UMA ECONOMIA APÓS UMA ELEVAÇÃO DA PRO DU TIVIDADE Samuel de Abreu PessOa
n • 68 - A MENSURAÇÃO DO MO_OELO DE ESTRUTURA-CONDUTA- DESEMPENH O: O CASO DA CONSTRUÇAO CIVIL PAULISTA
Fernando Cel so Garcia de F reitas
n• 69- THE POLITICAL ECONOMY OF PRIVA TE SAVINGS: SAVINGS DEC ISIONS UNDER I NSTITUTIONAL INSTABILITY
Fernando Garcia
Marcos Fernandes G. da Silva
n• 70 - UMA RECONSIDERAÇÃO DOS FUNDAMENTOS M ICROECONÓM ICOS DA MACROECONOMIA
Lu iz Antõnio Olivei ra Lima
n• 71 - ANTITRUST POLICY I N BRAZI L: RECENT TRENOS ANO CHALLENGES AHEAO Gesner Oli veira
n• 72 - A MACRO E A MICROECONOMIA DA ESTAB ILIZAÇÃO- CONCE ITOS E APLICAÇÃO
Luiz Antõnio de Oli veira Li ma
n• 73 - DISTRIBUIÇÃO DA EDUCAÇÃO E DA RENDA: O CIRCULO VICIOSO DA DESIGUALDADE NA AMÉRICA LAT INA
Fernando Garcia
Lígia M. de Vasconcellos Sérgio Gold baum
Claudio R. Lu cinda
n• 74 - A QU ESTÃO DO GÉNERO NA ECONOMIA POLiTICA Anita Kon
n• 75- INTER NATIONAL COOPERATION ANO TH E INTERESTS OF THE OEVELOPING COUNTRI ES: A FLEXIBLE APPROACH
Gesner O l iveira
n• 76 - PLANO REAL, DEPENDÊNCIA E DIVIDA EXTERNA Paulo Noguei ra Bati sta Jr.
n• 77- REGULAT ION ANO COMPETIT ION POLICY: TOWARDS NA OPTIMAL
INSTITUTIONAL CONF IGURATION IN THE BRAZILIAN TELECOMMU NICATIO NS INDUSTRY
Gesner Oliveira
n• 78 - BRAZILIAN REGIONAL DEVELOPME NT DISTRIBUTION: EVIDENCES FOR SOCIO -ECO NOMIC POLICY
An ita Kon
n• 79 - TRÉS CASOS DE APROPRIAÇÃO DE RENDA DO SOLO URBANO NA CIDADE DE SÃO PAU LO ATRAVÉS DE OPERAÇ0ES URBANAS INTERLIGADAS- ÁGUA BRANCA- MATARAZZO- WEST PLAZA - PLAY CENTER
Paul o Sandroni
n• 80 - DESREGULA MENTAÇÃO DOS MERCADOS DE TRABALH O E DESEMPREGO NAS ECONOM IAS CAP ITALISTAS AVANÇADAS
Luiz Antonio de Oliveira Lima
n• 8 1 - INSTITUIÇÕES E CR ESCIMENTO: A HIPÓTESE DO CAPITAL-EFETIVO Fernando Garcia
Sérg i o Goldbaum
Lígia M . de Vasconcel l os André Marques Rebelo
n• 82- HOUSING DEVELOPMENT IN L ATIN AMERICA ANO THE CAR IBEAN: ITS MEASURING ANO ITS DETERM INANTS
Fernando Garcia
Rogério César de Souza Ana Maria Castelo
n• 83 • GERAÇÃO E QUALI DADE DO EMPREGO NO SETOR TERC IÁR IO DA REGIÃO METROPOLITANA DE SÃO PAULO
Marco Antonio Jorge
n• 84 • FISCALIZAÇÃO TRIBUT ARIA NO BRASIL: UMA PERSPECTIVA MACROECO NÓM ICA Paulo Nogueira Batista Jr.
n• 85 • RECENT TRENDS ANO PROSPECTS FOR BRAZILIAN ANT ITRUST
Gesner Oliveira
n• 86 COMPETITION POLICY ANO FOREIGN DIRECT INVESTMENT: POSS IBLE RELATIONS HI P ANO ASPECTS FROM THE RECENT BRAZI LIAN EXPERIENCE Gesner de Oliveira
Richard L. Hochstetler Carolina C. Kalil
n• 87 CRISES FINANCEIRAS E MODELOS DE CONTAGIO
Luiz Antônio de Oliveira Lima
n•
88 AJUSTE ECO NÕM ICO NA AMÉR ICA LATINA: IMPACTOS SOBRE A S EGM E NTAÇÃO DO TRABALHOAn ita Kon
n• 89 SELF- INTEREST ANO INCOMPETENCE Luiz Carlos Bresser Pereira
n• 90 INCOMPETENCE ANO CONF IDENCE BUILDI NG BEHINO LATIN AMERICA' S 20 YEARS OLD QUASI-STAGNAT ION
Luiz Carlos Bresser Pereira
n• 91 CONVERGÊNC IA E DISTR IBUIÇÃO INTERNACIONAL DA RENDA Fernando Garcia
Rogério César de Souza
IMPORTANTE
Trata-se de uma versão preliminar de um trabalho a ser publicado oportunamente, estando, pois, sujeito a alterações, razão pela qual nenhuma parte poderá ser
publicada sem a prévia autorização de seu autor.
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