Desigualdade de Renda e Crescimento Econômico no Nordeste Brasileiro

Desigualdade de Renda e Crescimento Econômico no Nordeste Brasileiro Desigualdade de Renda e Crescimento

Econômico no Nordeste Brasileiro

Flávio Ataliba F.D. Barreto Paulo de Melo Jorge Neto

Professores do Programa de Pós-Graduação em Economia (CAEN) da Universidade do Ceará (UFC).

Edinaldo Tebaldi

Professor da Faculdade de Economia, Administração, Atuária e Contabilidade (FEAAC) da Universidade Federal do Ceará (UFC).

Documentos Técnico-Científicos

Resumo

Verifica a relação entre desigualdade e cres- cimento do ponto de vista dos estados nordesti- nos nas três últimas décadas. Constrói indicado- res de concentração de renda, medidos através do índice de Gini, para o início de cada década, e verifica seus efeitos sobre a taxa média de cres- cimento da década correspondente. Variáveis educacionais também são incluídas na análise empírica. Os resultados mostram que o coefici- ente de Gini tem um efeito adverso na taxa mé- dia de crescimento econômico dos Estados e a variável educacional possui efeito positivo.

Palavras-chave:

Desigualdade econômica – Nordeste bra-

sileiro; Crescimento econômico - Nordeste

brasileiro; Concentração de renda - Nordes-

te brasileiro.

1 - INTRODUÇÃO

A relação entre a distribuição de renda e o processo de crescimento econômico é uma das mais antigas preocupações da investigação eco- nômica. O vínculo entre esses fenômenos foi ini- cialmente documentado com mais clareza por KUZNETS (1955), quando da famosa relação do

“U invertido”. Segundo esse autor, o processo de desenvolvimento econômico gera inevitavel- mente um período inicial de concentração de ren- da quando da migração de pessoas e recursos da agricultura para a indústria e áreas urbanas. Es- tudos mais recentes têm procurado estabelecer outras conexões teóricas para esse processo.

Dentre as principais explicações estariam aque- las relacionadas à existência, ou não, de setores financeiros mais sofisticados nos diversos seto- res da economia e ao processo de difusão e ab- sorção de novas tecnologias.

Recentes contribuições para a literatura de desenvolvimento vêm sendo fornecidas pela nova teoria do crescimento endógeno que focaliza o efeito da desigualdade de renda sobre o cresci- mento econômico, antes do que no sentido con- trário. As explicações a este fenômeno estariam relacionadas, de maneira geral, aos seguintes fa- tores: a) Políticos - o eleitor mediano, desprovi- do de renda e ativos, tenderia a referendar pro- postas que redistribuíssem renda taxando o ca- pital, o que implicaria uma menor redução na acumulação de capital no longo prazo; b) confli- tos sociais e corrupção - desperdícios de recur- sos públicos que poderiam ser usados em ativi- dade produtivas e; c) imperfeições no mercado de capitais- pessoas mais pobres teriam mais di- ficuldades de acesso ao crédito seja para investi- mentos privados ou para investimentos na for- mação de capital humano.

O propósito deste artigo é verificar a relação entre desigualdade e crescimento do ponto de vista dos estados nordestino nas três últimas dé- cadas. Examinando os dados da Sudene, para o período compreendido entre 1970/1998, perce- be-se que a taxa média anual de crescimento do

PIB per capita dos estados nordestinos é superi- or à média brasileira. Por outro lado, a concen- tração de renda na região aumentou no mesmo período. Desta forma, torna-se importante veri- ficar se o aumento da desigualdade na região Nordeste, durante esse período afetou a taxa de crescimento dos estados.

O presente artigo está organizado da seguin- te forma: Na segunda seção faz-se uma discus- são teórica sobre os efeitos da desigualdade so- bre o crescimento e deste sobre a desigualdade, e apresentam-se as evidências empíricas da lite- ratura. A terceira seção é dedicada a uma avalia- ção empírica preliminar do comportamento de alguns indicadores utilizados para cada estado do Nordeste como taxa de crescimento e coefi- ciente de Gini. Na quarta seção apresenta-se o modelo econométrico utilizado e os resultados das estimativas. Por fim, a última seção é dedi- cada às conclusões.

2 - A RELAÇÃO ENTRE DESIGUALDADE E CRESCIMENTO

2.1 - O Efeito do Crescimento Sobre a Desigualdade de Renda

A primeira justificativa mais consistente para uma relação sistemática entre desigualdade de renda e crescimento econômico foi apresentada por KUZNETS (1955). A hipótese de KUZNETS (1955) postulava uma relação do tipo “U inver- tido” entre renda e desigualdade, baseada na evi- dência empírica de dados temporais para os Es- tados Unidos, Inglaterra e Alemanha. A idéia apresentada era a de que, durante o processo de crescimento econômico, haveria um período de concentração seguido de uma desconcentração.

A explicação desse fenômeno, segundo

KUZNETS (1955), era que o crescimento eco-

nômico era inevitavelmente acompanhado por

uma tendência de menor participação do setor

agrícola e uma expansão da industrialização e

urbanização. A distribuição de renda da popu-

lação total, na sua forma mais simples, poderia ser vista como uma combinação da distribui- ção de renda da população do setor rural e ur- bano com as seguintes características: (a) a ren- da per capita média da população rural é usual- mente menor que a da população urbana; (b) a desigualdade nas participações percentuais den- tro da distribuição da população rural é menor que a da população urbana. Assim, tudo mais mantido constante, um aumento da ponderação da população urbana significa um acréscimo da participação dos mais desiguais nos dois com- ponentes da distribuição. Por outro lado, a di- ferença na renda per capita entre a população rural e a urbana não se reduz necessariamente no processo de crescimento econômico; pelo contrário, ela tende a aumentar porque a produ- tividade na área urbana tende a crescer mais rapidamente que na agricultura, o que implica, desta forma, que a desigualdade na distribui- ção total da renda propenderá a aumentar.

A análise original de Kuznets foi baseada so- mente em ilustrações numéricas mas, posterior- mente, ROBINSON (1976) investiga essa formu- lação com algumas suposições econômicas mais robustas, construindo índices de desigualdades intra-setoriais. Modelos teóricos mais recentes apresentam outros elementos na discussão. GRE- ENWOOD & JOVANOVIC (1990) mostram que uma explicação para esse fenômeno estaria liga- da à existência de um ambiente financeiro não sofisticado que desse apoio a certos segmentos na economia, comparativamente a outros com ins- trumentos financeiros modernos.

Em outros modelos como em GALOR &

TSIDDON (1997) e HELPMAN (1997), o au- mento da desigualdade durante o processo de crescimento estaria ligado à tecnologia. Setores mais pobres tendem a usar tecnologias mais ve- lhas enquanto setores mais ricos empregam téc- nicas mais recentes e avançadas.A transição de velhas técnicas para novas requer um processo de aprendizado e reeducação. Neste contexto, inovações tecnológicas tendem inicialmente a aumentar a desigualdade de renda entre setores

que incorporaram novas tecnologias com aque- les que utilizam tecnologias antigas, devido, prin- cipalmente, ao aumento nos ganhos de produti- vidade e rendimentos nos primeiros segmentos.

No entanto, à medida que mais pessoas qualifi- cadas se transferem para os setores favorecidos, a desigualdade tende a cair.

A curva de Kuznets foi aceita na década de 70 com uma forte regularidade empírica (AHLUWALIA, 1976a, 1976b). PAPANEK &

KYN (1986) encontraram que a relação de Ku- znets é estatisticamente significante mas ela explica pouco da variação na desigualdade entre os países através do tempo. Utilizando dados em séries de tempo, ANAND & KAN- BUR (1993) sugerem que há uma relação fra- ca. Por outro lado, LI, SQUIRI & ZOU (1998) mostram que a curva de Kuznets se ajusta melhor para amostras de países em um dado ponto no tempo, antes do que para a evolução da desigualdade dentro de cada país. Por fim, mais recentemente e contrariando os resulta- dos acima, BARRO (2000) mostrou que a cur- va de Kuznets apresenta uma certa regularida- de empírica, através do tempo, mesmo entre os países. No entanto, há uma semelhança com os resultados anteriores: ela explica relativa- mente pouco da variação na desigualdade en- tre países através do tempo.

2.2. Efeito da Desigualdade de Renda Sobre o Crescimento

Recentemente tem ressurgido o interesse em

questões relacionando desigualdade e cresci-

mento na literatura de desenvolvimento. Uma

significante e crescente literatura teórica apon-

ta a possibilidade de uma relação negativa en-

tre desigualdade e crescimento econômico as-

sim como a persistência de altos níveis de desi-

gualdade estarem associados à armadilha da po-

breza. Instituições internacionais têm, ao longo

dos últimos anos, aprofundado seus conselhos

de prática de políticas tradicionais de estabili-

dade macroeconômica para situações onde o

ponto central tem sido alertar que altos níveis

de desigualdades numa sociedade podem ser prejudiciais para o crescimento como um todo.

O desafio é tentar estabelecer políticas que pro- movam ao mesmo tempo eqüidade e crescimen- to (TANZI & CHU, 1998; SOLIMANO, ANI- NAT & BIRDSALL, 1999).

Dependendo do principal mecanismo de aná- lise, pode-se distinguir quatro classes de mode- los que incorporam os efeitos da desigualdade sobre o crescimento: modelos de economia polí- tica, modelos com imperfeições no mercado de créditos e modelos de eficiência econômica ou estabilidade social e modelos de acumulação de capital. A seguir será apresentada uma análise de cada um desses modelos.

i) Modelos de Economia Política

Muito da literatura recente sobre desigual- dade e crescimento procura relacionar o meca- nismo de decisão política dos eleitores majoritá- rios, como um dos processos principais na gera- ção de um vínculo sistemático entre desigualda- de e crescimento (PERSON & TABELLINI, 1994, ALESINA & RODRIK, 1994). A idéia principal é que, sob uma distribuição desigual de renda e riqueza, o eleitor mediano, desprovi- do de ativos e renda, desejará ter ganhos no cur- to prazo de uma redistribuição de renda do capi- tal para o trabalho. Desta forma, através do pro- cesso político, programas políticos que possuem esta aspiração tenderão a ser sancionados nas urnas, o que poderá dificultar o processo de acu- mulação resultando em menor taxa de crescimen- to da economia no longo prazo. Em sociedades onde os recursos são distribuídos de modo mais igualitário, tais incentivos não surgem para re- distribuição. Entretanto, acumulação de capital poderá ser mais rápida.

Podem existir, entretanto, alguns proble- mas com este argumento. A conclusão empíri- ca pode facilmente ser revista se os recursos tributários provenientes dos impostos, ao in- vés de serem gastos no consumo, fossem in- vestidos em atividades produtivas ou bens pú-

blicos (infra-estrutura, lei e ordem, garantia de direitos de propriedade, educação, saúde etc.) que, de outra forma, não poderiam ser financi- ados. (BERTOLA, 1993, COOPER 1998, ACEMOGLU & ROBINSON 1998).

ii) Imperfeições no Mercado de Crédito e In- vestimentos Indivisíveis

Uma segunda classe de modelos que estabe- lece um vínculo sistemático entre distribuição de riqueza e subseqüente crescimento baseia-se nas imperfeições no mercado de crédito. Indivíduos considerados aptos a se engajar em projetos pro- dutivos específicos, com uma certa probabilida- de de sucesso, possuem informações que não são conhecidas plenamente por todo o mercado. Para garantir uma estrutura de incentivos adequada, os emprestadores ou financiadores demandarão colateral dos tomadores de recursos, o que pro- voca um equilíbrio com racionamento de crédi- to. Como uma das conseqüências, somente em- presários com alto nível de riqueza pessoal esta- rão habilitados a financiar seus projetos. Dessa forma, para uma dada quantidade de projetos ren- táveis disponíveis no mercado a custos iniciais de implementação já fixados, a distribuição de riqueza inicial determinará quantos indivíduos estarão habilitados a implementar esses projetos à taxa de juros e salários de equilíbrio (AGHI- ON & BOLTON, 1997).

Um outro exemplo para investimentos indi- visíveis é em capital humano. Se a educação é financiada pelo acesso ao mercado de capitais, pode ser mostrado que entre indivíduos com igual habilidade, aqueles mais ricos estarão mais ha- bilitados a tornar-se mais educados, enquanto os mais pobres não. Na presença de imperfeições no mercado de crédito, países com diferente dis- tribuição de riqueza (e nível de riqueza inicial) perseguirão diferentes trajetórias de crescimen- to e podem convergir para diferentes estados es- tacionários. (GALOR & ZEIRA, 1993).

Dependendo dos parâmetros do modelo, a

distribuição inicial de riqueza pode afetar não

somente a taxa agregada de crescimento mas também levar à persistência internacional da mi- séria e à emergência da armadilha da pobreza.

Então, redistribuição de riqueza pelo governo poderá melhorar a eficiência produtiva, aumen- tar o crescimento agregado e, se existir múlti- plo equilíbrio, afetar a trajetória de crescimen- to da economia. Esses modelos têm uma clara implicação empírica testável: se existe de fato um vínculo entre desigualdade e investimento através das imperfeições no mercado de crédi- to, seria de se esperar uma relação negativa en- tre crescimento e distribuição de ativos, mas não necessariamente a distribuição de renda.

Ademais, como a extensão do racionamento de crédito dependerá da renda per capita, esta re- lação deveria tornar-se mais fraca quando eco- nomias mais ricas crescem.

iii) Estabilidade Social, Estratificação e Violência Se a acumulação de capital ocorre ao nível local, a desigualdade pode, através da estratifi- cação endógena de comunidades e a conseqü- ência no nível de provisão de bens públicos, afetar o crescimento mesmo se não existem im- perfeições no mercado de crédito. Para gerar tal efeito, é suficiente ter uma externalidade pro- veniente de bens públicos produzidos localmen- te (BENABOU, 1996; DURLAUF, 1994). Se, por exemplo, a qualidade do sistema de educa- ção é um bem público local (e complementar ao nível de capital humano do país), alguém observará agentes classificando comunidades que são diferenciadas por seu nível de riqueza ou capital humano. Tal segregação que, em adi- ção, é possível ser reforçada pelo mecanismo político tradicional, pode levar à divergência permanente nos níveis de riqueza e algumas comunidades podem ser levadas para a armadi- lha da pobreza (FERNANDEZ & ROGERSON, 1992; DURLAUF, 1994).

É possível que a desigualdade pode afetar também o crescimento econômico, não somente porque ela reduz investimentos em bens públi- cos locais ou por restrição de capital inicial. Seus

efeitos podem também criar barreiras que afe- tam o custo da interação social e troca econômi- ca, isto é, através da homogeneidade étnica e capital social (KNACK & KEEFER, 1995; TEM- PLE, 1998; COLLIER, 1998). Finalmente, desi- gualdade pode estar diretamente associada à pro- dução de bens ditos “ruins” (violência e crime) que afetarão o crescimento econômico através de prejuízos diretos criados e da necessidade, por parte do estado, de desviar recursos que poderi- am ser utilizados em atividades produtivas e gas- tos em atividades preventivas ou de correções de desvios sociais.

Outro ponto importante é que o distúrbio social proveniente da desigualdade de renda pode ter uma influência negativa sobre os incentivos ao investimento uma vez que aumentaria a inse- gurança induzida sobre os direitos de proprieda- de. Apesar de crime e violência serem um fenô- meno com muitos aspectos, uma literatura cada vez mais volumosa tanto do ponto de vista con- ceitual como empírica vincula violência e desi- gualdade. O modelo de crime de BOURGUIG- NON (1998), produz uma predição intuitiva que, para dados fatores sociais, somente os membros mais pobres da sociedade se engajarão em ativi- dades de crime. Acréscimos temporários na de- sigualdade podem estar associados a níveis de crimes aumentados.

iv) Taxas de Poupança

Talvez influenciados pela obra de Keynes,

alguns economistas acreditam que taxas de pou-

pança individuais aumentam com o nível de ren-

da. Se esta hipótese é verdade, políticas públicas

que propõem distribuição de recursos de ricos

para pobres reduziriam a taxa de poupança e desta

forma o nível de investimentos. Assim, a desi-

gualdade de renda tenderia a aumentar o cresci-

mento econômico considerando uma economia

parcialmente fechada tal que o investimento do-

méstico dependesse, em grande parte, da taxa de

poupança doméstica. Esse argumento, no entan-

to, como visto por BARRO (2000), pode não ser

verdade para economias com baixos níveis de

renda onde uma maior desigualdade não teria efeito no aumento da taxa de poupança.

2.3 - Sumário da Evidência Empírica

Diversos trabalhos têm apontado importan- tes evidências empíricas dos efeitos da desigual- dade de renda e de ativos no crescimento econô- mico, utilizando amostras de diversos países. A seguir, apresentar-se-á um sumário das princi- pais contribuições.

i) Desigualdade de Renda

Um resumo da literatura empírica entre de- sigualdade e crescimento em um cross section de países tem sido fornecido por BENABOU (1996) e PEROTTI (1996). A maioria da litera- tura encontra um impacto negativo sobre o cres- cimento onde o decréscimo de uma unidade no desvio-padrão na desigualdade aumenta a taxa anual de crescimento per capita do PIB de 0.5 a 0.8 ponto. Usando dados que incorporem aspec- tos de painel, sugere-se, entretanto, uma relação mais fraca entre desigualdade de renda e cresci- mento. Isto leva a concluir a regularidade empí- rica da famosa curva de Kuznets, que é muito robusta em cross section mas desaparece quan- do efeitos fixos a níveis de países são introduzi- dos (FIELDS & JAKUBSON, 1994, FISHLOW, 1995, DEININGER & SQUIRE, 1998).

FORBES (1997), usando efeitos fixos e va- riáveis aleatórias, estimou para 5 anos com 35 países, obteve uma relação positiva e significan- te entre desigualdade de renda e crescimento. Esta relação é robusta a variações nas amostras, in- clusão de variáveis diferentes, medidas de desi- gualdades diferentes e separando a amostra por regiões, renda inicial e outros testes específicos.

Similarmente, LI & ZOU (1998) observaram que a relação negativa entre desigualdade de renda e crescimento desaparece em dados em painel, para uma amostra de 35 países com médias de 5 anos.

BARRO (2000), baseado em dados em painel que usa uma amostra expandida de 84 países, com médias de 40 anos, sugere que o impacto

negativo da desigualdade sobre o crescimento dependerá do nível de riqueza do país, embora os efeitos ao nível total se mostrem fracos e a relação não seja robusta.

Muitos outros estudos, entretanto, sugerem que desigualdade tem um impacto negativo so- bre o crescimento. Mesmo que não considere o efeito diretamente sobre o crescimento, FLUG e outros(1998), usando dados em painel, mos- tram que desigualdade de renda, ausência de mercado financeiro e algum grau de volatilida- de de renda têm um impacto negativo sobre o investimento e o capital humano, medido por matrículas secundárias. RODRIK (1998) obser- vou que tanto a desigualdade quanto a baixa qualidade institucional reduzem a habilidade da sociedade efetivamente em responder a choques exógenos. FAJINZILBER, LEDERMAN &

LOYAZA (1998), usando técnicas em dados em painel, constataram um impacto significante da desigualdade sobre o crime, o que pode ser vin- culado a perdas econômicas uma vez que o cri- me nos países da América Latina leva a perdas médias de cerca de 7.5% do PIB (BOURGUIG- NON & MORRISSON, 1998).

ii) Desigualdade de Ativos

Existem evidências ao nível micro de que a distribuição de ativos pode ser mais importante do que a distribuição de renda. Mesmo em paí- ses industrializados onde as restrições ao crédito deveriam ser menos severas, a distribuição ini- cial de ativos pode ser uma variável-chave para a habilidade individual de iniciar uma empresa e acentuar a distribuição de renda (BLAN- CHTFLOWER & OSWALD, 1997, BARDHAM et al., 1998). Na China, RAVLLION (1998) en- controu um efeito negativo e significante da dis- tribuição dos ativos locais sobre o crescimento do consumo do indivíduo.

Ao nível de países, recentes constatações

examinam a possibilidade, na linha dos mode-

los teóricos discutidos acima, que não é tanto a

desigualdade de renda e sim a má distribuição

de ativos entre indivíduos que causa redução na taxa de crescimento dos países (BIRDSALL

& LONDOÑO, 1997, DEININGER & SQUI- RE, 1998, PERSON & TABELLINI, 1994).

Enquanto eles encontram suporte em favor do impacto da distribuição de ativos, a evidência é largamente baseada em dados em cross-secti- on, antes do que em dados em painel. DEININ- GER & OLINTO (1999) sugerem que o víncu- lo entre desigualdade de renda e menor cresci- mento subseqüente pode ser fraco, mas a desi- gualdade de ativos parece ser a principal causa determinante da performance do crescimento de um país, mesmo se as técnicas de dados em painel são usadas. A despeito do efeito direto adverso que uma alta desigualdade na concen- tração de terra provoca no crescimento econô- mico, ele também possui efeito indireto em li- mitar a efetividade das políticas educacionais em contribuir para o crescimento agregado.

3 - CRESCIMENTO E DESIGUALDADE NO NORDESTE BRASILEIRO

3.1 - Fatos estilizados

Diante das evidências teóricas descritas aci- ma, esta seção trata de ilustrar como tem-se com-

portado a taxa de crescimento do PIB per capita dos estados nordestinos e o nível de concentra- ção de renda. Utilizam-se dados referentes aos estados da região Nordeste do Brasil, no perío- do entre 1970 e 1998. As séries de dados refe- rentes ao produto per capita e da taxa de cresci- mento do produto per capita foram obtidas do Boletim Conjuntural ou do Web Site da Sudene–

Superintendência do Desenvolvimento do Nor- deste. O Índice de Gini foi calculado pelos auto- res com base nas informações dos censos demo- gráficos do IBGE dos anos de 1970, 1980 e 1991.

Sua metodologia está apresentada no apêndice.

Eles foram calculados a partir das informações de renda do trabalho incluindo renda em dinhei- ro e renda de aposentadoria dos indivíduos. O número de matrículas foi coletado de vários nú- meros do Anuário Estatístico do IBGE.

O primeiro ponto a se observar refere-se à constatação de altas taxas de crescimento dos estados nordestinos. Como ilustra o QUADRO 1, a taxa média anual de crescimento do PIB per capita cearense entre 1970 e 1998 foi de 5,0%, sendo a terceira maior taxa da região. O Rio Gran- de do Norte obteve o crescimento, nesse perío- do, com 5,5%, seguido do Maranhão com 5,3%

e Ceará com 5%. Pernambuco e Bahia (3,4% e 3,2%, respectivamente), apresentaram as mais

QUADRO 1

TAXA MÉDIA ANUAL DE CRESCIMENTO DO PIB PER CAPITA ESTADOS DO NORDESTE E BRASIL (%)

Estados Maranhão Piauí Ceará RN Paraíba Pernambuco Alagoas Sergipe Bahia Brasil

FONTE: Sudene

1970-1979 6,2 6,8 8,8 8,1 4,9 6,7 6,7 7,7 6,3 6,0

1980-1989 6,2 5,0 2,9 5,0 4,1 2,0 2,9 1,7 1,5 (0,4)

1990-1998 3,2 0,4 3,0 2,9 1,5 1,0 2,2 0,0 1,8 1,1

1970-1998 5,3 4,3 5,0 5,5 3,7 3,4 4,0 3,3 3,2 2,3

baixas taxas. Quando comparados ao Brasil, que teve um crescimento médio de 2,3%, o cresci- mento de todos os estados do Nordeste foi supe- rior à média brasileira.

A evolução da série histórica dos índices de Gini dos estados nordestinos está demonstrada no QUADRO II. Os 9 estados nordestinos apre- sentaram um aumento de concentração de renda entre 1970 e 1991; 6 estados indicaram uma re- versão dessa tendência no ano de 1999. O Ceará era o estado de renda mais concentrada entre os nordestinos em 1970, 1980 e 1991. A passagem para a sexta posição em 1999 está associada ao aumento do índice de Gini do Piauí, Sergipe e Paraíba, já que Alagoas, Bahia, Maranhão, Per- nambuco e Rio Grande do Norte apresentaram uma redução de concentração na década de 90 e melhores índices que o Ceará.

O fato de Piauí, Sergipe e Paraíba terem mantido a tendência concentradora, neste perío- do, demonstra que há fatores particulares a cada economia que definem um comportamento es- pecífico para a variação da concentração de ren- da. Uma questão importante é que a falta de eqüi- dade pode estar primordialmente ligada à estru- tura do sistema produtivo.

O próprio processo de concentração de ren- da afeta o crescimento de modo adverso. Como

discutido na seção anterior, diversos são os me- canismos de transmissão pelos quais a desigual- dade prejudica o crescimento.

A relação entre concentração de renda e crescimento é investigada, analisando-se a re- lação entre o índice de Gini e a taxa de cres- cimento médio em décadas para cada estado nordestino. Tais valores estão relacionados no GRÁFICO 1, onde cada ponto representa o Gini de um estado no início da década e a taxa de crescimento média da economia do estado para a década a seguir. Foram utilizadas in- formações que compreendem as décadas de 70 e 80. A década de 90 foi representada so- mente até 1998.

Como o GRÁFICO 1 mostra, pode-se per- ceber uma relação inversa entre concentração e crescimento. A linha contínua é uma função li- near que relacionaria as duas variáveis. Diante desta constatação, as economias nordestinas po- dem até passar por um surto de expansão acele- rada em alguns períodos, mas a trajetória de lon- go prazo só será mantida mediante a queda das desigualdades. Neste sentido, BARRO (2000) constata que os países de baixo PIB per capita possuem uma relação inversa entre taxa de cres- cimento e o índice de concentração de Gini, en- quanto os países de alto PIB per capita possuem uma relação positiva.

QUADRO 2

ÍNDICE DE GINI DE CONCENTRAÇÃO DE RENDA

ESTADOS ALAGOAS BAHIA MARANHÃO PERNAMBUCO R.G. DO NORTE CEARÁ PIAUÍ SERGIPE PARAÍBA

FONTE: Cálculos baseados no Censo e PNAD do IBGE 1970

0,5267 0,5465 0,4467 0,5696 0,5627 0,5851 0,5184 0,5322 0,5640

1980 0,5475 0,5701 0,5340 0,5840 0,5734 0,5989 0,5643 0,5653 0,5781

1991 0,5811 0,6031 0,5573 0,6056 0,6008 0,6100 0,5932 0,5896 0,5966

1999 0,5383 0,5550 0,5622 0,5744 0,5786 0,5815 0,5858 0,5912 0,6309

GRÁFICO 1

RELAÇÃO ENTRE CRESCIMENTO E CONCENTRAÇÃO DE RENDA ESTADOS NORDESTINOS (1970-1998)

GRÁFICO 2

RELAÇÃO ENTRE PIB PER CAPITA E CONCENTRAÇÃO DE RENDA DOS ESTADOS NORDESTINOS: 1970-1998

Note que o próprio crescimento, incrementan- do nível de renda, pode afetar a desigualdade na medida em que a relação em forma de “U” inverti- da de KUZNETS (1955), onde um nível de PIB mais elevado está associado com um maior grau de concentração de renda, pode ser verificada.

Como DEININGER & SQUIRE (1998) sugerem, a nova abordagem sobre essa relação é fundamen- tada no fato de a expansão do PIB em países po-

bres exercer uma forte demanda sobre mão-de-obra

qualificada nos setores de tecnologias mais avan-

çadas. Como há escassez de indivíduos com habi-

lidades sofisticadas, tal demanda gera um aumento

de salário para aqueles poucos qualificados, o que

implica o aumento das desigualdades. Em um se-

gundo momento, o estoque de indivíduos com ha-

bilidade aumenta, reduzindo o grau de concentra-

ção em países com elevado nível de PIB.

Para o caso dos estados nordestinos, pode- se verificar no gráfico 2 que há uma clara rela- ção direta na qual os estados com maior PIB nas décadas de 70, 80 e 90 são aqueles que tendem a possuir mais elevado grau de concentração. Em suma, a desigualdade no Nordeste aumentou nos estados que apresentaram maior PIB per capita e há indícios de que esta maior concentração ten- de a prejudicar o crescimento.

A seguir, faz-se a uma análise econométrica para se analisar como o grau de formação do ca- pital humano pode amenizar os efeitos do grau de desigualdade.

3.2 - Efeitos Externos do Capital Humano

Esta seção especula como o efeito adverso de concentração de renda sobre crescimento pode ser compensado pela ação positiva no in- cremento na dotação de habilidades dos agen- tes da economia.

Como em BARRO (1996), o crescimento do produto per capita pode ser tratado como uma função do nível corrente do produto per capita e do nível do produto per capita de steady state.

Matematicamente isto pode ser definido como:

(1) Onde Dy é a taxa de crescimento do produto per capita, Y é o produto per capita e Y* é o pro- duto per capita de equilíbrio ou de steady state.

A relação esperada entre o nível do produto per capita (Y) e a taxa de crescimento do produ- to per capita (Dy) é negativa, ou seja, quanto maior o nível do produto per capita menor a sua distância em relação ao seu valor de equilíbrio e, conseqüentemente, menor a sua velocidade de convergência. Grosso modo, pode ser entendida como a sua taxa de crescimento.

Por sua vez, a taxa de crescimento do pro- duto per capita (Dy) é crescente em relação ao produto per capita de equilíbrio (Y*), isto é, para

valores maiores do produto per capita de equilí- brio, maior a distância entre o nível atual e o ní- vel de equilíbrio do produto e, conseqüentemen- te, mais elevado deve ser a velocidade de con- vergência dada pela taxa de crescimento.

Em termos gerais, podemos constatar que as maiores taxas de crescimento do produto per capita foram verificadas na década de setenta e as menores na década de noventa. Obseva-se no GRÁFICO 3 que um nível de PIB maior está associado a menores taxas de crescimento da economia, o que indica a existência de rendi- mentos decrescentes.

Considerando os diversos elementos que afe- tam a taxa de crescimento do PIB per capita de uma economia como ilustrado na primeira seção, pode-se utilizar um conjunto de variáveis para modelar o produto per capita de equilíbrio (Y*).

Neste sentido, temos o grau de concentração de renda e o nível de capital humano como duas variáveis relevantes. O primeiro, como visto, é evidenciado pelo índice de Gini de concentração de renda; já o segundo, que está ligado à teoria do crescimento endógeno, é calculado com base nas matrículas do ensino médio.

A relação esperada entre a formação de ca- pital humano, dado pelas matrículas, e o cresci- mento do produto per capita deve ser positiva.

Na ausência de uma medida precisa de capital humano, alguns trabalhos usam anos de escola- ridade como uma proxy. Todavia, esta variável pode não ser uma boa proxy para capital humano para países em desenvolvimento devido à quali- dade da educação. Estes autores argumentam que estudos empíricos para países em desenvolvimen- to mostram que a qualidade da educação cai quando o nível de escolaridade (ou anos de estu- dos) aumenta. Isto poderia superestimar a con- tribuição do capital humano para o crescimento.

De outro lado, esta medida não incorpora outros

elementos como a educação técnica, programas

apprenticeship e learning-by-doing. Isto pode

subestimar a medida de capital humano com base

em anos de estudo. No presente trabalho, só se-

GRÁFICO 3

RELAÇÃO ENTRE PIB PER CAPITA E TAXA DE CRESCIMENTO DOS ESTADOS NORDESTINOS: 1970-1998

rão consideradas as matrículas do ensino médio, seguindo BARRO (1996). De modo especial, investiga-se com o estudo econométrico, a se- guir, como a educação pode contrabalançar os efeitos adversos da concentração de renda e dos rendimentos decrescentes no crescimento.

4 - ANÁLISE ECONOMÉTRICA

4.1 - Especificação Econométrica do Modelo

Visando atender o objetivo do trabalho de avaliar o comportamento do produto per capita dos estados da região Nordeste, ao longo das úl- timas décadas, o que implica trabalhar com da- dos no tempo (time-series) e no espaço (cross- section), será utilizada uma técnica econométri- ca conhecida como regressão com dados mistu- rados ou Pooled. Uma especificação matemáti- ca geral para este modelo é dada por:

onde Y é um vetor que contém os valores da va- riável dependente, X é uma matriz de variáveis explicativas, b é o vetor de coeficientes a serem estimados e e é um ruído branco. Por sua vez, i=1,2, ... N e denota as diferentes unidades cross-

section e t=1,2,...,T e denota o tempo. Esta equa- ção pode ser também escrita da seguinte forma:

Nesta equação, Y

é um vetor que contém os dados referentes a uma unidade cross-section ao longo do tempo, X

é uma matriz com os dados desta unidade cross-section e e

é o vetor de erros desta unidade cross-section. Este modelo pode ser estimado utilizando-se o Método dos Mínimos Quadrados (OLS) ou Mínimos Quadra- dos Generalizados (GLS).

O modelo econométrico a ser estimado nes- te trabalho considerará as observações feitas por BARRO (1996). Segundo este autor, a forma funcional apropriada para se estimar a equação (1) é Lin-Log, ou seja, as variáveis explicativas devem ser transformadas aplicando-se logaritmo.

Assim, considere as seguintes definições: D

é a

taxa de crescimento do produto per capita, Y é o

logaritmo natural do produto per capita, G é o

logaritmo natural do coeficiente de Gini e é o

logaritmo natural do número de matrículas no ensino médio (segundo grau).

Assim, para um estado em particular, a equa- ção a ser estimada é:

(2) Todavia, vale ressaltar que se este modelo fosse tratado com um exercício de regressão normal, o coeficiente do produto per capita em nível seria viesado se o nível do produto per capita de equilíbrio não se mantivesse constan- te

. Para resolver este problema, os autores pro- põem utilizar o valor inicial das variáveis ex- plicativas e o valor médio, para um determina- do período de tempo, da taxa de crescimento do produto per capita (a variável dependente).

Assim, o modelo a ser estimado considerará a taxa média de crescimento do produto per ca- pita de uma década em particular e o valor do início da década para as variáveis explicativas.

Em outras palavras, os valores das variáveis explicativas referem-se ao início da década en-

1 Segundo os autores, tudo o mais permanecendo constan- te, um elevado valor do produto per capita de equilíbrio implicaria uma alta taxa de crescimento do produto per capi- ta atual, o que seria capturado pelo coeficiente associado com o valor inicial do produto per capita, gerando o viés.

2 Para maiores explicações sobre o procedimento, ver GRE- ENE (1990).

3 Durante a estimação do modelo econométrico foram in- troduzidas no modelo algumas das demais variáveis suge- ridas por BARRO (1996). Todavia, tais variáveis não se mostraram significativas e introduziam problemas no mo- delo, como, por exemplo, multicolinearidade.

TABELA 1

RESULTADO DA ANÁLISE DE REGRESSÃO – VARIÁVEL DEPENDENTE: DY

Variável Y G H

Coeficiente -3.34 -31.96

0.96

Desvio Padrão 0.636 2.522 0.388

t-Statistic -5.24 -12.67

2.48

Probabilidade 0.0000 0.0000 0.0208 FONTE: Estimativa efetuada pelos autores usando o Software Eviews 3.1

quanto o valor da variável dependente se refere ao valor médio da respectiva década.

4.2 - Resultados

A TABELA 1 apresenta os resultados da estimação de uma versão geral da equação (2) que incorpora todos os estados da região Nor- deste. Ressalta-se que foi utilizado Mínimos Quadrados Generalizados (GLS) como méto- do de estimação e que se corrigiu o modelo para heterocedasticidade cross-section atra- vés do uso das variâncias residuais cross-sec- tion (ponderação)

.

As estatísticas mostram que os sinais dos coe-

ficientes das variáveis Y, G e H estão de acordo

com as expectativas iniciais e que seus coeficien-

tes são estatisticamente diferentes de zero ao nível

de significância dado pela coluna “probabilidade”.

De acordo com a TABELA A.1, constante do

apêndice deste trabalho, o valor do coeficiente de

determinação ajustado (R

), obtido para o modelo

acima, é 0.94. Esta medida informa que 94% das variações na taxa de crescimento do produto per capita da região Nordeste são explicados pelas variáveis arroladas no modelo. Em outras pala- vras, o modelo tem um alto poder de explicação do comportamento do crescimento do produto per capita ao longo do período analisado.

Posto isso, conclui-se que a concentração de renda gerou externalidades negativas para a eco- nomia do Nordeste e, conseqüentemente, preju- dicou o crescimento do produto per capita. Con- comitantemente, a formação de capital humano de nível médio, mensurado pelo número de ma- trículas, contribuiu para o crescimento do pro- duto per capita. Este último resultado é facil- mente entendido, pois a enorme carência de ca- pital humano na região é, sem duvida, um entra- ve ao crescimento, e a qualificação de mão-de- obra, captada por esta variável, sem dúvida con- tribuiu positivamente para elevar a taxa de cres- cimento do produto da economia e, conseqüen- temente, do produto per capita.

O fato de o coeficiente do produto per capi- ta em nível ser negativo e significativo, indica, ceteris paribus, que o produto per capita dos estados da região Nordeste convergiria para um determinado valor de equilíbrio. Entretanto, mudanças na dotação de capital humano podem deslocar o steady state e esta convergência acon- tecerá apenas condicionalmente

Ressalta-se também que, em função da es- pecificação funcional do modelo, deve-se tomar alguns cuidados com a interpretação dos coefi- cientes obtidos. Assim, para este modelo em par- ticular, pode-se mostrar que se os coeficientes forem divididos por 100, pode-se então interpre- tar o resultado em termos de mudanças percen- tuais. Procedendo dessa forma, pode-se afirmar, por exemplo, que uma redução de 1% no índice de concentração de renda (IG) eleva a taxa de crescimento do produto per capita em 0.32%.

Da mesma forma, um aumento de 1% nas matrí- culas no ensino médio eleva o crescimento do produto per capita em 0.01%.

5 - CONCLUSÃO

Os resultados deste trabalho mostram que o coeficiente de Gini tem um efeito adverso na taxa média de crescimento econômico dos es- tados e que a variável educacional possui efei- to positivo. Tais conclusões, aliadas à constata- ção de deseconomias de escala, estão de acor- do com evidências na literatura. Tem-se, desta forma, a constatação de que se forem as políti- cas ligadas ao aumento do nível de qualifica- ção das economias nordestinas, deve propiciar um grau de crescimento sustentável. Ainda, res- paldando-se na, fundamentação e na abordagem do crescimento endógeno, evidencia-se que implementar educação reduz o efeito de fatores que amenizam o crescimento.

Estados com desigual dotação de ativos ten- dem a incrementar o grau de concentração de renda com o crescimento se este não for acom- panhado de políticas públicas ativas que visem a melhoria de condição de vida dos pobres. Se o governo se interessar em dinamizar o crescimento com incentivos apenas ao capital, as desigualda- des tendem a se agravar. Neste sentido, incenti- vos ao capital humano por meio do aumento do nível educacional tendem não apenas a fomen- tar o crescimento endógeno da economia como a reduzir as desigualdades inerentes ao processo de crescimento. Como mostrado, produto inter- no bruto per capita mais elevado está associado a aumento do índice de Gini. Uma das explica- ções é o aumento das desigualdade de remune- ração entre as diversas atividades da economia.

Abstract

The relationship between income distribution

and economic growth is an ancient topic in econo-

mic research. The link of these two phenomena is

stated in the famous “inverted U” relation of KUZ-

NETS (1955). Recent contributions to this area have

been raised by the new theories of endogenous gro-

wth that focus on the effect of income distribution

and growth. The purpose of this paper is to verify

the relation between inequality and growth in the last three decades to the nine states of the northeast region of Brazil. It is shown that the average rate of growth suffers a negative effect from income con- centration, calculated by the Gini methodology, and a positive effect from education.

Key-words:

Inequality, Growth, Northeast of Brazil.

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Recebido para publicação em 31.JUL.2001

APÊNDICE

Cálculo do Índice de Gini

O índice de Gini é uma medida estatística cujo objetivo é avaliar como a renda está sendo relativamente distribuída entre a população de uma sociedade. Naturalmente, esta não é a única medida de desigualdade já desenvolvida, porém é a mais largamente utilizada para esse fim.

Deve-se observar também que não existe apenas uma fórmula para se calcular o índice Gini

. Assim, neste trabalho será utilizado a se- guinte expressão:

Onde f

é a proporção acumulada da renda até a classe j, F

é a proporção acumulada da po- pulação até a classe j e “r” é o número de classes.

Ressalta-se que IG está limitado entre 0 e 1, sendo que IG=0 indica perfeita distribuição de renda e IG=1 indica concentração total de renda no último extrato da população que está sendo considerada.

A equação acima introduz uma simplifica- ção ao não considerar a desigualdade de renda dentro das classes. Dessa maneira, o indicador obtido é uma aproximação do verdadeiro índice de concentração de renda e poderá estar subesti- mado. Para os propósitos do trabalho, isto não gera maiores problemas, uma vez que a análise considerará, principalmente, as posições relati- vas e não absolutas.

Deve-se notar também que o índice de Gini pode ser construído considerando toda a popu-

4 O trabalho de ROMÃO (1993) descreve as diferentes fórmulas que podem ser utilizadas para se calcular o índi- ce de Gini.

lação ou então incorporando apenas a popula- ção com renda positiva. Obviamente estes in- dicadores deverão ser diferentes. O presente tra- balho utilizará, como em ROMÃO (1993), o índice de Gini que considera apenas a popula- ção com renda positiva.

Por fim, convém assinalar que o índice de Gini foi calculado considerando-se informações ao nível de indivíduo

e que o conceito de “ren- da” foi extrapolado, ou seja, se está consideran- do que transferências, na forma de aposentado- rias e pensões, também fazem parte da renda to- tal apropriada pela população. Isto se justifica pelo fato de as aposentadorias e pensões terem um forte impacto sobre a distribuição de renda na região Nordeste do Brasil. Assim, desconsi- derar tal informação poderia superestimar o va- lor do coeficiente.

5 Alguns indicadores utilizam uma simplificação para facilitar os cálculos e considerarem apenas o renda do chefe de família.

TABELA A1

RELATÓRIO DAS ESTIMATIVAS GERADAS PELO PROGRAMA EVIEWS 3.1 Dependent Variable: Dy

Method: GLS (Cross Section Weights) Date: 06/01/01 Time: 16:53

Sample: 1 3

Included observations: 3 Total panel observations 26

Variable Y G H

Weighted Statistics R-squared

Adjusted R-squared S.E. of regression F-statistic Prob(F-statistic) Unweighted Statistics R-squared

Adjusted R-squared S.E. of regression Durbin-Watson stat

Coefficient -3.336401 -31.96085 0.964563 0.944360 0.939522 1.558759 195.1868 0.000000 0.620641 0.587653 1.629644 1.125643

Std. Error 0.636408 2.522915 0.388500

Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid Durbin-Watson stat

Mean dependent var S.D. dependent var Sum squared resid

t-Statistic -5.242550 -12.66822 2.482789

Prob.

0.0000 0.0000 0.0208 5.937675 6.338412 55.88381 1.801015

4.015385 2.537825 61.08203