Salário de eficiência dinâmico: estudo do comportamento da indústria de transformação

Pró-Reitoria de Pós-Graduação e Pesquisa

Programa de Pós-Graduação Stricto Sensu em

Economia de Empresas

SALÁRIO DE EFICIÊNCIA DINÂMICO: ESTUDO DO

COMPORTAMENTO DA INDÚSTRIA DE TRANSFORMAÇÃO

DO BRASIL NO PERÍODO DE 1985 A 2003

Carlos Vinícius Santos Reis

Dissertação Submetida ao Programa de Pós-Graduação Stricto Sensu em Economia de Empresa da Universidade Católica de Brasília para obtenção do Grau de Mestre.

Orientador: Prof. Dr. Paulo R. Amorim Loureiro

CARLOS VINICIUS SANTOS REIS

SALÁRIO DE EFICIÊNCIA DINÂMICO: ESTUDO DO

COMPORTAMENTO DA INDÚSTRIA DE TRANSFORMAÇÃO

DO BRASIL NO PERÍODO DE 1985 A 2003

Dissertação Submetida ao Programa de Pós-Graduação Stricto Sensu em Economia de Empresa da Universidade Católica de Brasília para obtenção do Grau de Mestre.

Orientador: Prof. Dr. Paulo R. Amorim Loureiro

TERMO DE APROVAÇÃO

Dissertação defendida e aprovada como requisito parcial para obtenção do grau de Mestre no Programa de Economia de Empresas, defendida e aprovada, em 21 de novembro de 2003, pela banca examinadora constituída por:

________________________________________________________________________ Prof. Dr. Paulo Roberto Amorim Loureiro

Orientador

________________________________________________________________________ Prof. Dr. Tito Belchior Silva Moreira

Examinador Interno

________________________________________________________________________ Prof. Dr.Geraldo da Silva Souza

Examinador Externo

Dedicatória

Agradecimentos

Ao Prof. Dr.Paulo Loureiro, orientador e amigo, pela paciência e apoio constante. Aos Prof. Drs. Adolfo Sachida, Tito Belchior, Jaime Orrillo e Geraldo Sousa, pela

oportunidade de aprendizado único do processo de elaboração da dissertação e pelo incentivo contínuo a pesquisa.

RESUMO

Este trabalho apresenta um modelo de salários de eficiência no qual o esforço dos trabalhadores depende do nível e da taxa de crescimento de seu salário relativo por salário alternativo. Usando dados da indústria de transformação do Brasil, as implicações do modelo foram examinadas e estão conforme o critério de não-estacionalidade dos dados. Os dados serão testados e analisados para as restrições de co-integração de um modelo dinâmico e os parâmetros serão estimados por Método Generalizado de Momentos para modelo não linear. Além disso, um interessante resultado é que o esforço dos trabalhadores depende menos dos níveis de salários relativos e mais do crescimento de salários relativo e que o progresso tecnológico é estacionário.

ABSTRACT

The purpose of this work is reports a model of efficiency wage in which the effort of the worker depends on the level and on the rate of growth of the relative salary by the alternative salary. Using data of the Brazil transformation industry, the implications in the model has been examined and was in the conform of the criteria of non-stationary of the data. The data will be tested and analyzed for the restriction of cointegration of the dynamic model and the parameters will be by Generalized Method of Moments estimator for a non-linear model. Finally we present that an interesting result is that the work’s effort depends less on the level of the relative wages and more on the relative wage increase.

SUMÁRIO

RESUMO ... vi

ABSTRACT... vii

1. INTRODUÇÃO ... 1

2. CONTRIBUIÇÕES DE MODELOS DE SALÁRIOS DE EFICIÊNCIA E DE ANÁLISE DINÂMICA4 2.1. TEORIAS DE SALÁRIOS DE EFICIÊNCIA... 4

2.2. UM TRATAMENTO DINÂMICO... 10

3. O MODELO... 12

4. OS DADOS ... 19

4.1. TRATAMENTO DAS SÉRIES... 19

4.2. ORDEM DE INTEGRAÇÃO DAS SÉRIES INDIVIDUAIS... 19

5. RESULTADO DA ESTIMAÇÃO... 22

5.1. ANÁLISE DE CO-INTEGRAÇÃO... 22

5.2. ANÁLISE DE GMM ... 25

CONCLUSÃO ... 27

REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS ... 29

APÊNDICE A: FONTES DOS DADOS... 32

APÊNDICE B: GRÁFICO DOS DADOS DESAZONALIZADOS ORIGINAIS ... 33

APÊNDICE C: GRÁFICOS DOS DADOS DESAZONALIZADOS GERADOS ... 34

Um grande número de trabalhos é desenvolvido na análise concernente ao salário de eficiência definido por Solow (1979), que foi o primeiro a conceituar termos referentes a salário de eficiência e esforço do trabalhador, tema discutido desde o início do século. Um estudo clássico sobre o tema é o caso da empresa de Henry Ford, descrito por Summer (1986), que pagou salários acima da média aos seus trabalhadores com o propósito de obter maior lucratividade, dada à minimização dos custos com menor rotatividade (admissão e demissão de trabalhador), aumento da produtividade do trabalhador ao empreender maior esforço às tarefas e seriedade e responsabilidade no trabalho, como por exemplo em não sabotar e gazetear. Entre outras contribuições temos Stiglitz (1984), Summer (1988) que reforçou suas conclusões e mais adiante por Croix (1996), Georges (1999) e Jellal (1999, 2001).

O panorama da relação entre salário e desemprego é bem contrastante. Os padrões dos mercados de trabalho dos países desenvolvidos (tal como o norte americano e europeu) apresentado por Croix (1996), Card, Kramarz e Lemieux (1996). Nas duas últimas décadas, o mercado de trabalho europeu tem experimentado continuamente salário real e desemprego crescente, já para os EUA salários reais e desemprego são declinantes. O mercado de trabalho do Brasil foi caracterizado por constante ou até mesmo declinante salário real e crescente desemprego, implicando significativo e persistente nível de desemprego.

Existem muitas razões para duvidar que as propriedades de séries de tempo dos salários e desemprego podem ser entendidas em termos dos resultados de um mercado de trabalho competitivo. Os modelos dinâmicos sob condições de concorrência perfeita falham sistematicamente ao refletir a baixa resposta de salários para choques e a alta resposta de desemprego. Uma tentativa para resolver esse fracasso dentro do paradigma Walrasiano é proposta em Fairise e Langot (1994).

Algumas derivações da estrutura Walrasiana levam em conta alguns destes fatos (um modelo exploratório foi proposto por Benassy (1995)). Entre várias maneiras de desenvolver modelos para o mercado de trabalho, a teoria de salário de eficiência parece muito promissora.

será este poder; e por último os salários de eficiência a qual a própria empresa pode desejar pagar mais do que os salários de restrição, isto é, o salário que poderia torná-los indiferente entre trabalhar ou permanecer desempregado, e assim as empresas querem que seus trabalhadores sejam produtivos e o salário pode ajudá-las a atingir essa meta.

Os salários de eficiência são todas as circunstâncias relacionadas à produtividade ou a eficiência dos trabalhadores. As empresas querem que seus trabalhadores tenham uma relação amigável com seus empregos, e assim se sintam bem com relação à empresa. Sentir-se bem conduz a um trabalho de qualidade, o que, por sua vez, conduz a maior produtividade. Na opinião de Summers (1986), pagar um salário acima da média é um mecanismo que a empresa pode usar para atingir essa meta.

Com esta motivação exposta, o modelo de salário de eficiência procura responder os seguintes aspectos: primeiro, vários estudos tendem a mostrar que além da comparação habitual do nível dos salários das firmas com os salários externos, os trabalhadores também comparam a sua situação atual com a do passado, usada como um ponto de referência para tomada de decisão, no sentido de aumentar o perfil do salário; segundo, estudos empíricos apontam que muitas séries temporais de setores macroeconômico contêm raiz unitária e que taxa de desemprego exibe um alto grau de persistência. Desse modo, o modelo será formulado de tal modo que será consistente com a presença de não-estacionalidade das séries temporais relacionadas ao emprego e salário e com um alto grau de persistência de desemprego.

Para responder essas questões, Croix (1996), desenvolveu um modelo dinâmico no qual uma firma escolhe um nível de emprego e salário delineado para motivar seus empregados. O esforço dos empregados depende conjuntamente do nível e das taxas de crescimento de salários comparadas aos dos salários alternativos (isto é, no resto do setor). Com o objetivo de entender a dinâmica do salário e emprego no Brasil, as implicações desse modelo são estimadas com dados para o setor da indústria de transformação.

Usando a informação contida nas observações estocásticas e tendências determinísticas, uma restrição de co-integração Engle e Granger (1987) é derivada do modelo teórico e usada para estimar um primeiro conjunto de parâmetros. Se a co-integração não é rejeitada, os parâmetros restantes são obtidos com a estimação das equações de Euler pelo Método Generalizado de Momentos (GMM), Hansen (1982). Se a co-integração é rejeitada, a raiz unitária é imposta, e o conjunto de parâmetros é estimado em uma única fase por GMM.

2. CONTRIBUIÇÕES DE MODELOS DE SALÁRIOS DE EFICIÊNCIA E DE ANÁLISE DINÂMICA

2.1. Teorias de Salários de Eficiência

Deixando de lado o poder de barganha dos trabalhadores, as próprias empresas podem desejar pagar mais do que os salários de restrição, com base em princípios de teorias alicerçadas na busca de maior produtividade do trabalho, como a teoria dos salários de eficiência .

Este tema vem sendo muito discutido nas últimas décadas, Solow (1979) trata em seu artigo sobre os salários stickiness (rígido). Explora outras razões por que o salário stickiness

poderia ser de interesse dos empregadores? por causa da relação entre produtividade e a taxa de salário; e por que o salário não é flexível para compensar o mercado de trabalho? Estudiosos do assunto têm produzido diversas respostas a esta questão, Keynes, p. ex., deu uma resposta na

Teoria Geral: em um mercado descentralizado, toda mudança no salário nominal é também uma mudança no salário relativo; trabalhadores podem e fazem resistência à redução em seus salários relativos.

Solow (1979) argumenta que o salário stickiness poderia ser de interesse do empregador. Um empregador que experimenta induzir cortes de salários em um mercado poderá achar que em curto prazo ganhará mais que offset por ocultar o custo no longo prazo. O trabalhador com moral baixa poderia conduzir-se à baixa produtividade ou até negligenciar tendendo em sabotagem.

típica. Cortes de salários poderiam então ter efeitos muito mais dramáticos na moral que demitir.

Outro aspecto relevante sobre este tema aponta Summers (1988). Em seu artigo prossegue a discussão de salários relativos, tratado anteriormente, e apresentando também o termo salário de eficiência e desemprego Kenessiano. Ele sugere que teorias de salário relativo à qual a produtividade do trabalhador depende primariamente de seu salário relativo provêem o melhor aparato disponível para entender o desemprego atual e suas flutuações. Tais teorias são estritamente relacionadas às teorias de salários de eficiência que têm recebido difundida atenção na atualidade.

Ele expõe um modelo de salário relativo para descrever a determinação de equilíbrio do desemprego e realçar a fragilidade do equilíbrio que resulta provavelmente quando as firmas enfatizam seus salários relativos. Por simplicidade, considera que mercado de trabalho e emprego homogêneos. Esta suposição remove muitas ambigüidades associadas com a concepção de desemprego involuntário. Se o mercado de trabalho for perfeitamente competitivo e livre de problemas de informações, a demanda e oferta de trabalho seriam igualadas. No equilíbrio competitivo, todas as firmas pagariam o salário prevalecente, qualquer trabalhador seria imediatamente capaz de obter trabalho a este salário. Destacam que firmas fixam uma taxa adequada de salário relativo onde o desemprego é alto, elas não fazem cortes de salários e algumas vezes até aumentam. Postulam que reduzir salários na face de desemprego reduziria lucros. Lucros poderiam cair quando salários são reduzidos, se reduzir salários isto influencia a produtividade por afetar o esforço do trabalhador, ou por aumentar o custo de reter sua força de trabalho.

Vários estudos de salários de eficiência argumentam que, em lugar de depender dos salários absolutos, a produtividade depende do salário relativo, da atratividade dentro e fora da firma. A oportunidade fora da firma depende dos salários pagos por outras firmas e a da taxa de desemprego. Summers (1988) relaciona o esforço em função da oportunidade de salário fora e dentro da firma e também do desemprego, o coeficiente estimado mede o efeito da melhoria da produtividade quando se pagam salários mais altos.

Neste mesmo artigo também provê um teste da capacidade de salários de eficiência de lidar com as dinâmicas dos agregados macroeconômicos, com um foco principal em gift exchange.

Modelo de salários de eficiência tem sido estudado extensivamente em contexto estático. A introdução de um modelo dinâmico começa por um modelo de crescimento estocástico neoclássico. Uma contribuição desse trabalho , porém, tem sido a aberta da metodologia R.B.C. a considerações não-walrasiana.

Fairise (1992), que também explorou o tema da produtividade do trabalho e ciclos de negócios R.B.C., destacou que esse modelo padrão não habilita alguém a reproduzir fatos estilizados do mercado de trabalho: de que emprego é mais variável que produtividade e que a produtividade conduz os ciclos econômicos. De modo a reduzir esse risco, considerou um modelo com indivisibilidade e acumulação do trabalho e ajustamento de custos. Foram simulados resultados com a utilização desse modelo e seus resultados foram confrontados com os fatos estilizados da economia dos EUA. Ficou evidenciado que um choque de gastos do governo e ajustes específicos nos custos do mercado de trabalho são necessários para explicarem a liderança da produtividade média sobre o ciclo de negócios.

Uma versão estocástica do modelo de crescimento neoclássico tem se tornado uma estrutura padrão na qual flutuações macroeconômicas são estudadas. Em um mundo Walrasiano, estas flutuações meramente correspondem à representativa resposta ótima dos agentes a choques tecnológicos exógenos. As duas principais críticas endereçadas à abordagem R.B.C. dizem respeito à sua inabilidade para reproduzir os fatos estilizados do mercado de trabalho e assumir a exogeneidade residual de Solow.

George (1999) desenvolveu um modelo de salários de eficiência o qual exibe equilíbrio sobre previsões perfeitas com persistentes ciclos. No seu modelo exclui um processo dinâmico seguindo o modelo de salários de eficiência em estado estacionário dinâmico. Em tal modelo fixam os salários das firmas em ordem extrair esforço de trabalho dos trabalhadores e então fixa emprego para maximizar lucro dado a esse salário. O salário é decrescente em relação ao custo esperado dos trabalhadores perderem o emprego, o qual este é decrescente com a facilidade esperada de se achar um novo emprego. Dada alguma rotatividade regular de trabalhadores nos empregos, a facilidade de se achar um novo emprego é aumentada no número de empregos (devido à rotatividade) e na taxa de crescimento de emprego . Deste modo, o salário é crescente no nível e a taxa esperada da variação do emprego (esta é a extensão a dinâmica out-of-steady-state ). Estas relações são não-lineares porque a facilidade de se achar um emprego depende da rotatividade e do crescimento relativo de trabalho para o tamanho da concentração de desemprego, que está encolhendo como emprego chega emprego completo.

George (1999), desta forma aplicou um modelo simples que é um micro modelo de oferta e demanda de trabalho no qual os ciclos são dirigidos por respostas endógenas de oferta de trabalho a condições de mercado de trabalho é: Primeiro, a oferta de salário depende positivamente da pressão do mercado de trabalho e assim, em ambos o nível de emprego agregado e em sua taxa de variação (como este reflete a adição de novos trabalhos, que reduzem o tempo de procura de trabalho); segundo, uma recente história de pressão no mercado de trabalho tende a adicionar aumentos de oferta de salário no tempo, como a subjetiva evolução do tempo gasto em elevações de desemprego, com o passar do tempo.

No modelo teórico de Croix e Palm (1996) derivaram a restrição de co-integração entre salários reais e produtividade do trabalhador no qual os dados acharam-se não-estacionário. Evidência empírica em favor da co-integração foi satisfeita para os EUA, França e Alemanha, indicando que progresso tecnológico foi estacionário nestes países. Para estes três países, um primeiro conjunto de parâmetros é estimado por Mínimos Quadrados Modificado de Fully e os parâmetros restantes da estimação por equação de Euler em GMM, as estimativas foram superconsistentes para o primeiro conjunto de parâmetros. Na Inglaterra, a evidência de análise de co-integração está menos clara. Há evidência nos dados em favor de uma raiz unitária no choque tecnológico. Estimam o conjunto completo de parâmetros então por GMM, embora a alternativa também é defendível.

Em Jellal e Zenou (1999), no seu artigo, desenvolveu um modelo dinâmico de salários de eficiência onde as empresas levam em conta os ganhos estáticos e dinâmicos de altos salários. Mostram que há um pouco de ‘aprender fazendo’ de forma que trabalhadores acumulam conhecimentos que lhes permitem aumentar o esforço deles. Isto é, aprender fazendo gera experiência e melhora a produção. Ele propôs uma relação direta e crescente entre o salário pago pelas empresas e o esforço provido por trabalhadores, quanto maior o salário, maior será o esforço. O modelo maximiza o lucro da empresa fixando o salários de eficiência tal que a elasticidade de esforço-salário seja igual a unidade. Isto é chamado de condição de Solow (1979). Mostraram os salários de eficiência dinâmico que pode ser maior, menor ou pode igualar ao estático (para o qual a elasticidade de esforço com respeito ao salário é unitária) dependendo de um comércio externo entre produtividade e estática e ganho dinâmico. Acreditaram que a relação de trabalho é algo de longo prazo de forma que empresas devem induzir o esforço de trabalhadores a cada período de tempo.

Por fim, Jellal e Zenou (1999), em seu artigo enfatizam o fator que a relação de trabalho é algo de longo prazo de forma que firmas devem induzir esforço dos trabalhadores em cada período de tempo, em uma estrutura dinâmica com um processo de aprender fazendo, generalizaram a condição de Solow (salários de eficiência estáticos) em que a elasticidade é igual a 1 e demonstraram que seus salários de eficiência dinâmicos podem ser maior, igual ou menor que 1.

com as variações dos salários. Em sua formulação simples o modelo deriva alguns resultados interessantes, como: i) uma relação positiva entre a taxa de crescimento dos salários de eficiência e a taxa de descontos; ii) no caso de retornos constantes de motivação, a taxa de crescimento do salário não está relacionada com a tecnologia e as preferências dos trabalhadores. O modelo também permite um ponto ótimo no emprego. O impacto positivo de aumentar o perfil de salários de eficiência em criação de trabalho só depende do retorno de motivação dos trabalhadores e da tecnologia.

2.2. Um Tratamento Dinâmico

Johansen (1991), em seu artigo aprecia a estimação de modelo de vetor Gaussiano auto-regressivo e testa suas hipóteses. Propondo um método de verossimilhança para análises de co-integração em método VAR com erros Gaussianos, dummies sazonais, e termos constantes. Discute os testes da razão de verossimilhança do posto de co-integração e encontra a distribuição assintótica dos testes estatísticos. Caracterizam o estimador de máxima verossimilhança da relação de co-integração e fórmula testes de hipóteses estruturais sobre estas relações. Demonstra que a distribuição assintótica do estimador de máxima verossimilhança é uma mistura Gaussiana. Quando um certo problema de eigenvalue é resolvido e calculado o eigenvectors e eigenvalues, pode conduzir a inferência no posto integrado usando alguma distribuição não-padrão e teste de hipótese sobre a relação de co-integração usando a distribuição χ2.

Dentro deste propósito, Johansen (1991) apresentou um novo resultado, trazendo uma técnica de regressão com posto reduzido. Baseado em teoria de verossimilhança, apresentou em um trabalho anterior um modelo sem o termo constante e dummies sazonais, mas ele retornou a última metodologia, visto que, o termo constante tem um papel crucial para a interpretação do modelo bem como para a análise estatística e probabilística. Outro propósito foi administra inferências no número de relações co-integradas, bem como, a estrutura destes sem impor a priori relações estruturais. Isto é para realizar ajuste no modelo geral VAR, a qual é usada para descrever a variação dos dados e então formular questões das hipóteses concernentes à estrutura das relações econômicas dos parâmetros do modelo VAR. Essas hipóteses são testadas usando a estatística da razão de verossimilhança e permitir investigação para testar interessantes hipóteses econômicas contra os dados.

produto cruzado dos distúrbios não observáveis e da função de variáveis observáveis são igualadas a zero. Os distúrbios não observados, na condição de ortogonalidade, podem ser a reposta para a expressão envolvendo o verdadeiro vetor de parâmetros e as variáveis não observadas. Esta classe de estimadores inclui estimadores de variáveis instrumentais não lineares.

Dickey e Fuller (1981) apresentam a estatística de razão de verossimilhança para série de tempo auto-regressiva com raiz unitária. Uma regressão auto-regressiva de uma série de tempo, com termo constante, a taxa de verossimilhança testa a hipótese nula que o termo constante é zero e o coeficiente do regressor de primeira ordem é igual a um (raiz unitária) e um limite da distribuição representado pelo teste estatístico em pontos percentuais e para uma distribuição de amostra finita. Ele também mostra uma similar investigação conduzida para um modelo contendo uma tendência no tempo.

Andrews (1993) considera em seu artigo testes para instabilidade de parâmetro e mudança estrutural sem ignorar a mudança de ponto. Os resultados são aplicados a uma ampla classe de modelos paramétricos que é satisfatório para estimação por procedimento de método de momento generalizado. E também, considera o multiplicador de lagrange e testes de razão de verossimilhança. Cada teste usa implicitamente uma estimação de ponto de mudança. O ponto de mudança poderia ser completamente ignorado ou ele poderia ser conhecido para ficar em um intervalo restrito. Ele discute dois testes para mudança estrutural “puro” e “parcial”. Os testes são considerados para ambos os casos onde o ponto de mudança pode ser especificado para ficar em um particular intervalo e para o caso onde o ponto de mudança é completamente desconhecido.

3. O MODELO

A abordagem geral empregada para mensurar o as elasticidades do esforço do trabalhador é considerada como insumo que afeta a produtividade individual. Tipicamente, uma derivação padrão é a equação de produção onde as horas eficientes de trabalho são usadas como medida do esforço do trabalhador. O modelo básico é expresso pela função de produção abaixo: , ) , ~ ,

( _{t t t}

t f a l k

y = ₍₁₎

onde yté significa a produção da firma no tempo t, kt o seu estoque de capital, at é o choque de

produtividade estocástica e f(.,.) é a função de produção atual. As horas eficientes de trabalho

t

l

~

são determinadas por

. ~

t t t t e h l

l = µ

onde lt denota horas de produção e ht esforço por hora. O parâmetro µ mede a taxa de

crescimento do progresso tecnológico determinístico. A função de produção é suposta como tendo comportamento CES:

. ) ( ) )( 1 ( ) . ( 1 1

1 − ₋

−         + − Ψ = σ σ σ σ σ σ µ _α

α t _{t t t}

a _{e h l k}

e

f t

(2)

O parâmetro σ > 0 é a elasticidade de substituição entre hora eficiente e capital.

[ 1 , 0 ] ∈

α e . Dois tipos populares de progresso tecnológico são os seguintes: (a) um

progresso tecnológico determinístico do trabalho econômico crescendo a uma taxa µ, (b) um

progresso tecnológico estocástico a

0 > Ψ

t afeta a produtividade total de fatores e é gerada pela

equação:

,

1 t t

t a z

a =

φ

₋ +

onde zt é o termo de erro aleatório assumido ser i.i.d. com E{zt}= 0. A análise empírica será

constituída para avaliar a importância da medida de progresso tecnológico e testar se at contém

raiz unitária, isto é, φ = 1.

Como normalmente em modelos de salários de eficiência a firma competitiva escolhe os salários de forma a aumentar o esforço de seus empregados, a função esforço foi introduzida por Solow (1979) e desde então usada por muito outros, autores por exemplo Danthine e Danaldson (1990). Em uma abordagem padrão, a função esforço depende do nível de salário comparado com a renda alternativa h_t(w_tc/w_tc). Assumindo que o salário alternativo é igual ao salário vezes a probabilidade de encontrar um trabalho, isto é, um (1) menos a taxa de desemprego, w_tc =(1−un_t)w_tc, o nível de esforço depende da taxa de desemprego. No equilíbrio a elasticidade do esforço com respeito aos salários deveria ser um (1) (esta relação é conhecida como condição ótima de Solow (1979)). As implicações desta relação não estão facilmente de acordo com um alto grau de persistência do desemprego. Realmente a condição ótima contém uma variável a qual não está distante de ser não-estacionária de forma que isto tem que incluir outros elementos para que se tornem empiricamente plausíveis. Nessa abordagem na qual o esforço é uma função do salário relativo, assume-se também que seja uma função do crescimento do salário da firma comparado ao crescimento do salário alternativo, isto é, o salário pago por outras firmas do setor ponderado pela probabilidade de achar trabalho nestas firmas: , 1 1 1                 − +         ₋ = −

− tc

c t c t c t c t c t c t t w w w w w w w h

γ

ν (4) em que c t t c t p w w = c t t w

w e são, respectivamente, o salário nominal e o salário real pago pela firma e pc_t o índice

crescimento do salário do trabalhador e o crescimento do salário alternativo. Se

γ

=0, tem-se a formulação padrão dos modelos de salários de eficiência, veja por exemplo Summers (1988).

Os lucros reais da firma são:

, t t i t t p t t t i p p l w y

s = − −

onde it é o investimento bruto e seu preço. denota o salário real onde o índice de preço

da produção p

i t

p wtp

t é usado como um deflator:

. t t p t p w w =

O estoque de capital obedece à regra de acumulação padrão:

, 1

) 1

( _{t t}

t k i

k = −δ ₋ +

onde δ é a taxa de depreciação.

No tempo t, a firma escolhe planos para salários, horas trabalhadas, e estoque de capital para assim maximizar o valor esperado do lucro real corrente ao futuro, dado a informação Ω_t disponível no tempo t:

  

_Σ∞ _Ω

= i t

i t t i k l

wt t t E R s

| max

,

, .

A incerteza quanto a que vem da realização das variáveis exógenas futuras entre as quais choques tecnológicos, preços e salários alternativos. é o fator de desconto entre o tempo

t

e tempo

i

. é o conjunto de informação no tempo t inclusive valor corrente e passado das variáveis exógenas e valores passados das variáveis endógenas. As condições de primeira ordem necessária para maximização são:

i t R t

Ω

t t t p

t e h

l f

w _~ µ

∂ ∂

      ∂ ∂ −         + − ∂ ∂ = + _{+ +} + + + 1 1 ) 1 ( 1 1 1 ~

~ t t t

t t t t t t t c t c t c t t t t p

t e h X

l f l l R E X w w vw h e l f

w µ γ µ γ ₍₆₎

t t i t t t t t i t k f p p R E p p ∂ ∂ +         − = + + + 1 1 1 ) 1

( δ ₍₇₎

com σ µ σ σ _α ψ 1 1 1 1 1 ) 1 ( ~ _       − = ∂ ∂       − − t t t t a

t e h l

y e l f t σ σ σ_α ψ 1 1 1 1 1       = ∂ ∂       − − t t t k y e k f ) / / ( 1 / 1 1 1 c t c t c t c t c t c t t w w w w w w X − − − − + = γ

onde Et{ . }=E{ . |Ωt}.

Os resultados do sistema dinâmico do choque tecnológico, a função esforço e a acumulação de capital. equação (5) diz que os trabalhadores são contratados até o ponto onde a produtividade marginal do trabalho em unidades de eficiência é igual ao salário real. A equação (6) é uma modificação da condição de Solow. Se γ = 0 isto diz que os salários deveriam ser fixados tal que a elasticidade do esforço para os salários seja igual a um, ou caso contrário, que o salário das firmas é um mark-up sobre o salário alternativo

c t c t w w v = − ) 1 ( .

Quando γ ≠0 esta condição tem que ser modificada para levar em conta o fato que os trabalhadores também estão interessados no crescimento de salário relativo.

A terceira equação é a regra padrão do investimento ótimo.

, ) ) 1 ( 1

( _{t t}

t un w

w = − − β

(8)

onde unt é a taxa de desemprego, com 1-unt medindo a probabilidade de acharmos um trabalho

no resto da economia. O parâmetro que β é relacionado inversamente com a importância relativa do desemprego na determinação de outras oportunidades fora trabalho. Usando (5) para substituir t t t h e l f _µ ∂

∂ _{por seu valor, e usando (8), então:}

. 1 ) 1 ( 1

0 1 1 1 ₁

        − +         − −

= + + + _t+

t p t t p t t t t t t X l w l w R E X un v β γ

Note que, no equilíbrio simétrico, a variável X depende das taxas de crescimento de salários e do desemprego. Vagamente falando, o parâmetro 1/γ mede a importância do nível de desemprego no processo de formação de salário. Se 1/γ é muito baixo, o fato que ut poderiam

partir de um valor dado por υ /(1− β) não vá afetar significativamente a regra ótima da firma, e a taxa de crescimento dos salários só depende da taxa do crescimento do desemprego. Se 1/γ

é alto, o nível de desemprego é importante e afeta a taxa de crescimento ótima dos salários. Em resumo, se os trabalhadores anexam muito peso para empreender crescimento de salários, determinando seus níveis de esforço, o salário ótimo fixado pela firma não reagirá muito para o nível de desemprego. Em um modelo de equilíbrio geral, esta característica pode conduzir em troca a histerese ou persistência em desemprego.

equações não-lineares de Euler com variáveis I(1). Agora investigamos em volta do caso no qual o progresso tecnológico estocástico é estacionário, isto é, φ<1, ou o caso em que este progresso tecnológico tem uma raiz unitária, isto é, φ = 1.

Assumindo que o progresso tecnológico é estacionário (|φ |<1). Nesta situação, as variáveis exógenas são de processos I(1), implica que o modelo teórico os salários reais w e a produtividade

y

p t

t/lt deveriam ser co-integradas de processos I(1). Semelhantemente, se preços e

salários são também I(1), então eles devem co-integrar a renda em I(1) que deve co-integrar y

p t

w

t/lt com I(1). O modelo permanece válido se todas as séries forem estacionárias.

Entretanto, uma restrição de co-integração entre salários reais e produtividade média do trabalhador está implícito em (5):

, ) 1 ( ] / ln[ ] ) 1 ln[( ]

ln[w_tp

α

ψ

1 y_t l_t

σ

µ

t

θ

_t

σ

− − σ σ− − + − = ₍₉₎

onde definimos

) ln )(

1

( _{t t}

def

t = σ − a + h

θ

. (10)

Desde então at e ht só contêm variáveis estacionárias, (9) define uma restrição de

co-integração. Para adquirir estimativas seguras dos parâmetros deste modelo é útil proceder em duas fases. Na primeira fase é estimada esta relação de co-integração por um método apropriado. Obtemos estimadores superconsistente

σ

ˆ

e para

µ

ˆ

. Estes pontos estimados podem ser usados em uma segunda fase de GMM para adquirir estimativas de γ, φ e υ. Usando (10), as condições de primeira ordem (5)-(6), como proposto por Croix (1996), podem ser rescritas como: +                 − + −         ₋ − − − − − − c t c t c t c t c t c t c t t t w w w w w w w v 1 1

1 _{ln ln 1}

t c t c t c t c t c t c t c t _z w w w w w w w v =                 − + +         ₋ + − − − − − − − 2 1 2 1 1 1

1 _{ln 1}

ln

φ

γ

φ

₍₁₁₎

, 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 + + + + + + + − − − ₌         − + −         − + +         − − t c t c t c t c t c t c t t t t p t t p t c t c t c t p t c t c t c t c t c t _e w w w w w w R l w l w w w w w w w w w vw γ γ

γ

(12)

onde o termo erro de (11) é simplesmente a inovação no choque de produtividade e o termo erro de (12).

Ao estimar conjuntamente as equações de Euler (11)-(12), tendo como variáveis endógenas o wc e l, assumindo-se que o choque de produtividade

z

t já tenha ocorrido e é

conhecido da firma quando toma sua decisão. Claro que o choque é não-observável para o investigador. Então,

zt

é tratado como uma perturbação na equação (11).

Dado que It é um subconjunto de Ωt consistindo de variáveis estacionárias com

observações defasadas. As restrições de momento usadas para a estimação de GMM dos parâmetros podem ser resumidas como:

0 ] )

[(ztet+₁ ' ⊗It =

E ₍₁₃₎

4. OS DADOS

4.1. Tratamento das Séries

Usamos dados mensais do setor da indústria de transformação do Brasil (produção industrial, horas de trabalho, salário, taxa de desemprego agregado, índice de preço da produção e índice de preço ao consumidor). Uma descrição detalhada das fontes desses dados encontra-se no Apêndice A. O período da amostra ficou compreendido de 1985:1 a 2003:06.

As séries de dados relativos à produção, ao salário e horas trabalhadas para indústria brasileira foram ajustadas sazonalmente, eliminando-se os picos e vales com periodicidade anual, resultando em suavização da curva representativa do comportamento dessas variáveis. A finalidade de proceder este ajuste deriva da necessidade permitir uma visão mais clara das tendências de comportamento do produto industrial. Além disso, e como conseqüência, as séries dessazonalizadas prestam-se melhor a exercícios à dinâmica sobre o comportamento futuro da indústria.

O método das variáveis dummies e o método de média móvel trimestral foi utilizado para remoção do componente sazonal das séries temporais, veja Gujarati (2000) e IBGE-PME (2003). No Apêndice B e C apresentam os gráficos das séries ajustadas.

4.2. Ordem de Integração das Séries Individuais

Quando o processo estocástico representa o progresso tecnológico é assumido ser processo estacionário I(0), neste caso, a análise empírica consistirá nos seguintes passos: (i) determinação da ordem de integração das séries individuais, (ii) investigação da presença de co-integração entre a produtividade da mão-de-obra e o salário da produção ( e ) de modo a obter estimativas de

t t

l

y

/

w_tp

σ e µ, (iii) dado que esses estimadores são super-consistentes no caso de co-integrados, então pode-se fixar estes parâmetros a seus estimadores σˆ e µˆ e estimar os parâmetros restantes das equações de Euler (11)-(12), isto é, φ,γ eυ, em uma segunda fase por Métodos Generalizados de Momentos (GMM).

suposição de um progresso tecnológico estacionário I(0), e a suposição de I(1) para os salários nominais wt e preços p implicam no modelo teórico que ambos o salário real e a produtividade

deveriam ser co-integrados de processos I(1). Na tabela 1, apresenta-se os resultados usuais dos testes Dickey-Fuller (1979, 1981) denotados por DF(.), e Phillips e Perron (1988), e o teste

Z(.).

Desde que variáveis nominais são representadas possivelmente por processos I(1), os testes estatísticos são computados para a primeira diferença como também para o nível das séries. Duas versões estatísticas são consideradas necessárias no modelo de regressão subjacente: uma com constante e uma com tendência temporal linear, denotada por um subscrito tr, e com um termo constante somente, denotado por subscrito cst. Para o nível (isto é I(1) contra I(0)), computamos com tendência apenas, a estatística nula para o caminho aleatório contra a alternativa de um processo de tendência estacionária. Enquanto, para a primeira diferença considerando ambos os casos com e sem tendência.

O teste DF(.) é denominado pelo teste aumentado de Dickey-Fuller (ADF) usado para detectar raiz unitária e a ordem de estacionalidade das séries temporais. Este teste executa uma regressão da variável diferenciada em sua defasagem e um número especificado de defasagens da variável em primeira diferença. O outro é o teste Z(.) de Phillips-Perron, perfaz com a regressão da variável em sua defasagem, especificando o número de defasagem. As duas versões adicionam ou não o termo tendência, com ou sem constante. Os valores na tabela são as estatísticas τ (=tau) para a nulidade da raiz unitária e em parênteses seu valor-p calculado por Mackinnon. Para este os valores críticos para o teste DF e Z são os seguintes: para DFcst e

Zcst, -2,89 e –2,58 para os níveis de 5% e 10% respectivamente; DFtr e Ztr , -3,45 e –3,15 para

Tabela 1: Teste de Raiz Unitária

DFtr Ztr DFcst DFtr Zcst Ztr

wt -0.869 -1.219 -6.354 -6.313 -6.076 -6.076

(0.9597) (0.9058) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000)

pt -0.406 -1.122 -4.661 -4.791 -4.928 -5.096

(0.9878) (0.9249) (0.0001) (0.0005) (0.0000) (0.0000)

p ct _{-1.582 -1.690 -5.429 -5.549 -5.408 -5.546}

(0.7984) (0.7544) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000)

wp t -1.015 -1.552 -7.635 -7.853 -7.061 -7.257

(0.9420) (0.8095) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000)

wp ct _{-2.646 -3.177 -7.778 -7.824 -7.569 -7.610}

(0.2594) (0.0891) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000)

unt 0.039 -1.717 -6.846 -7.068 -6.904 -7.118

(0.9959) (0.7426) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000)

lt -2.976 -3.016 -8.061 -8.139 -8.318 -8.390

(0.1389) (0.1278) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000)

yt/lt _{-2.038 -2.383 -7.730 -7.742 -7.340 -7.117}

(0.5841) (0.3899) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000)

Rt+1 -2.038 -2.383 -7.730 -7.742 -7.340 -7.117

(0.5841) (0.3899) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000)

Em parenteses valor-p Mackinnon para Zt

Nível 1ª Diferença

5. RESULTADO DA ESTIMAÇÃO

5.1. Análise de Co-Integração

Após o teste da raiz unitária, do capítulo 4, mostra-se que tanto y/lt como Wpt são de processos estacionários I(1). Resta agora saber se estas séries são co-integradas, então os resultados da regressão dada em (5) podem não ser espúrios, e os teste t e F usuais têm uma distribuição padrão válida. Como demonstrou em seu estudo Johansen (1991) em que o teste de co-integração pode ser um pré-teste para evitar situação de regressão espúria.

Dado que a presença de I(1) em y/lt e Wpt uma combinação linear dessas duas variáveis pode ser estacionária I(0). As variáveis I(1) apresentam uma tendência para “caminhar juntas”. Então, dissemos que a equação (5) está equilibrada, porque todas as variáveis são integradas do mesmo grau e que se seus resíduos estimados sejam processos I(0) ou estacionários, os parâmetros estimados da regressão co-integrante são confiáveis e seus testes estatísticos são validos (não espúrios).

Derivada da condição de primeira ordem a equação em (8) escolhendo a produtividade como regressando e salários reais da produção como regressor. Dado em (9) vemos que deveria também permitir a possibilidade de uma tendência linear na regressão de co-integração de processo I(0). Temos os parâmetros co-integrantes

σ

para os salários reais da produção e

(1–

σ

)µ

para a tendência linear.

Existem várias abordagens teóricas para testar co-integração das variáveis presentes em modelos de salário real e produtividade. Os modelos variam de uma simples regressão estática de Engle e Granger (1987) até sofisticados modelos de análises multivariadas.

Para este trabalho será utilizado para testar a característica de co-integração dos dados o popular método de máxima verossimilhança dos vetores co-integrantes, proposto por Johansen (1991). O teste possui vantagens estatísticas em termos de eficiência no uso das informações da amostra e a subjacente inferência ótima que podem ser administradas. O método de Johansen para testar a hipótese de não co-integração será a estatística traço medida pela taxa de verossimilhança denotada por LR, seu valor crítico é 18,17 ao nível de significância de 5%, veja Johansen (1991) e Johnston (2000).

Para a estimação dos parâmetros co-integrantes será aplicados o modelo com desfasamento distribuído regressivo designado por ADL (11,11), isto é, um modelo auto-regressivo nas variáveis dependente e independente, desfasadas até a 11ª ordem. Em uma segunda fase aplica-se o método de reparametrização simplificada que resume em retirar as variáveis redundantes, isto é, as que forem insignificantes e então reestimar o modelo em primeira diferença, veja Johnston (2000). Esta formulação é uma espécie de modelo de correção de erro (ECM).

equação e assim isolando a variável dependente em nível. Os sinais esperados estão conforme a teoria econômica e seus coeficientes são estatisticamente diferentes de zero. Seus valores encontram-se de acordo com os encontrados em trabalhos anteriores.

Nos gráficos a seguir mostra as sucessões observada e estimada do logaritmo da produtividade, bem como a sucessão dos resíduos. A primeira é derivada de uma regressão simples, os resíduos não apresentam estacionários e sofre influência oscilatória nos primeiros dois terços dos períodos, a curva estimada não está com bom ajuste em relação à observada. No segundo gráfico vê-se que houve uma melhoria significativa em relação aos resultados da anterior.

-0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4

-0.8 -0.6 -0.4 -0.2 0.0 0.2 0.4

86 88 90 92 94 96 98 00 02

Resíduos Valor observado Valor estimado

OLS simples

lyh - logaritmo da produtividade

Resíduos L

ogartm

o

da produtividade

-0.15 -0.10 -0.05 0.00 0.05 0.10

-0.2 -0.1 0.0 0.1 0.2

86 88 90 92 94 96 98 00 02

Resíduos Valor observado Valor estimado

Regressão reparametrizada lyh - logaritmo da produtividade

5.2. Análise de GMM

Dado a formulação de expectativas racionais dinâmicas não-lineares do modelo teórico, a versão de IV não-linear de GMM, usando Kernel-Parzen, é um método adequado para estimar os parâmetros restantes das equações de Euler. Em analogia ao método de duas fases de Engle e Grander (1987), presume-se que as propriedades assintóticas da segunda fase do procedimento GMM não são afetados pela primeira fase da estimação desde que os estimadores para

σ

e

µ

da regressão de co-integração convergem mais rapidamente que os estimadores GMM. Para os dados, as duas equações de Euler (11)-(12) são estimadas juntamente.

Quanto ao fator de desconto, usa-se um fator variando da seguinte forma:

     

>        

+ =

=

∏

= r_j i t

i t j i t t t

R R

, 1

1 1

(15)

onde rj é a taxa de juros reais. Conforme Croix (1996), o modelo também pode ser estimado

usando um fator de desconto constante de 0,99 (imposto arbitrariamente).

Como discutido em Ogaki (1993), o GMM parece freqüentemente ser sensível à escolha do conjunto de instrumentos. Em particular, para um tamanho de amostra fixa, aumentando o número de instrumentos aumenta-se o número de restrições de sobreidentificação mas, ao mesmo tempo, pode introduzir significativo viés nas estimativas dos coeficientes. Para este caso foi incluído o seguinte conjunto de instrumentos abaixo:

{

cst, trend, trend 2, ˆ_{t 1}, un_t-1, ln _tc ₁, lnl_t-1, ˆ_{t 2}, ln _tc ₂

}

,

t w w

I = θ ₋ ∆ ∆ ₋ ∆ θ ₋ ∆ ₋

onde θˆ_t é o resíduo da regressão de co-integração como definido em (9). A presença da trend2

esboçar algumas conclusões importantes. (1) Todos os coeficientes apresentam os sinais esperados e são significativamente diferentes de zero; (2) o parâmetro

φ

é estatisticamente diferente de 1, até mesmo se usamos uma distribuição Dickey-Fuller em vez de uma distribuição de Studant t_φ=1.

Tabela 3: Estimação GMM

φ

58.1080

(6.6840)

υ

0.0002

(0.0001)

γ 11.1080

(5.4879) (8.5428)

1

=

φ

t

Conforme a tabela acima, a elasticidade do salário relativo na função esforço é menor que 1 (ν<1), esse resultado para o Brasil é próximo dos encontrados nos trabalhos de mesma natureza para a França e Alemanha, realizados por Croix (1996). Esse resultado confirma que a sensibilidade das variações do diferencial dos salários dentro e fora da firma, em termos percentuais, afeta o esforço do trabalhador.

Observa-se expressiva elasticidade de crescimento do salário (γ) na função esforço, evidenciando que o trabalhador reage positivamente com a expectativa de obter maiores salários reais, embora o seu nível de esforço dependa da taxa de desemprego pois essa taxa afeta os salários.

CONCLUSÃO

A aplicação do modelo dinâmico de salário de eficiência, proposto por Croix (1996), para os dados da economia industrial brasileira confirmou a hipótese básica do modelo de que uma firma representativa escolhe o nível de emprego e salário para motivar os seus empregados. O esforço destes empregados depende primeiro da comparação do seu nível de salário com o do salário alternativo e, em segundo, da comparação entre as respectivas taxas de crescimento.

No modelo teórico derivamos uma restrição de co-integração entre salários reais e produtividade do trabalhador, que está de acordo com a não-estacionalidade dos dados. Evidências empíricas em favor da co-integração foram satisfeitas para os EUA, França e Alemanha, indicando que progresso técnico é estacionário. Para os dados do Brasil essa tendência foi confirmada, porém na segunda fase GMM este resultado não ficou confirmado.

Os parâmetros da função esforço para os dados da economia brasileira mostraram-se menos sensível ao salário relativo e seu crescimento, em comparação ao do salário dos países analisados nos modelos tomados como referência. Para os trabalhadores brasileiros parecem colocar mais ênfase na expectativa ao crescimento do salário (elasticidade γ) do que no salário relativo (elasticidade ν), esse aspecto pode estar correlacionado com a ocorrência de elevadas taxas de inflação e juros durante boa parte do período abrangido pela amostra. Por conta das características estruturais da economia de persistentes taxas de desemprego, a elasticidade do crescimento dos salários,o parâmetro γ, apresentou valores expressivos sobre o diferencial dos crescimentos dos salários e com uma variância significativa.

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SOUZA, Geraldo S. (1998). Introdução aos modelos de regressão linear e não-linear.

APÊNDICE A: Fontes dos Dados

yt Produção da indústria de transformação

Pesquisa Industrial Mensal - PIM/IBGE

lt Horas de trabalho na indústria de transformação

Pesquisa Mensal de Emprego - PME/IBGE

wt Salário pagos mensal na indústria de transformação

Pesquisa Mensal de Emprego – PME/IBGE

pt Índice de Preço por Atacado – Oferta Global IPA-OG - indústria de transformação

Fundação Getúlio Vargas - FGV

pct Índice de preço ao consumidor

Fundação Getúlio Vargas - FGV

unt taxa de desemprego agregada

APÊNDICE B: Gráfico dos Dados Desazonalizados Originais

Produç

ão da Indús

tri

a

base 100=1985t

1 222

59.86 117.417

Hor

as

pagas

Base 100=1985t

1 222

59.14 123.73

S

a

lários

Nominais

Base 100=1985t

1 222

3.2e-07 900

T

a

x

a

de D

e

s

e

mprego %

t

1 222

.029233 .13

Índi

ce de Pr

eços da Pr

odução

Base 100=1985

t

1 222

2.5e-10 1.02388

Índic

e

de Preç

o ao C

ons

um

idor

Base 100=1985

t

1 222

2.7e-10 1.0006

Taxa de Juros % a.m.

Base 100=1985meses

1 222

APÊNDICE C: Gráficos dos Dados Desazonalizados Gerados

produt

iv

idade

Base 100=1985 meses

1 222

.546068 1.28344

Sal

á

ri

os R

eai

s C

o

m

par

ado

Base 100=1985 meses

1 222

67.3645 156.394

Sal

á

ri

os R

e

is

da Pr

odução

Base 100=1985meses

1 222

63.0204 382.272

S

a

lários Reais A

lterinativo

Base 100=1985 meses

1 222

4.64395 11.2028

T

a

x

a

de des

c

onto (

R

)

Base 100=1985 meses

1 222