SÉRIES WORKING PAPER BNDES/ANPEC
PROGRAMA DE FOMENTO À PESQUISA EM DESENVOLVIMENTO ECONÔMICO - PDE
RESTRIÇÃO DE OFERTA E DEMANDA POR CAPITAL HUMANO QUALIFICADO E
O CRESCIMENTO ECONÔMICO E DAS EXPORTAÇÕES DOS ESTADOS
BRASILEIROS
Joilson Dias1
Working Paper no. 30
BANCO NACIONAL DE DESENVOLVIMENTO ECONÔMICO E SOCIAL
Avenida República do Chile, 100 – Centro
20031-917 -Rio de Janeiro, RJ
ASSOCIAÇÃO NACIONAL DOS CENTROS DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA
Rua Tiradentes, 17 – Ingá
24210-510 - Niterói, RJ
Março/2012
Esse paper foi financiado com recursos do Fundo de Estruturação de Projetos (FEP) do Banco Nacional
de Desenvolvimento Econômico e Social (BNDES). Por meio desse fundo o BNDES financia, na
modalidade não-reembolsável, a execução de pesquisas científicas, sempre consoante ao seu objetivo
de fomento a projetos de pesquisa voltados para a ampliação do conhecimento científico sobre o
processo de desenvolvimento econômico e social. Para maiores informações sobre essa modalidade de
financiamento,
acesse
o
site
http://www.bndes.gov.br/SiteBNDES/bndes/bndes_pt/Institucional/Apoio_Financeiro/Programas_e_Fund
os/fep.html. O conteúdo do paper é de exclusiva responsabilidade do(s) autore(s), não refletindo
necessariamente, a opinião do BNDES e/ou da ANPEC.
1
O autor agradece os comentários realizados por Maria Helena Ambrósio Dias e Kézia de Souza Lucas, sem os
quais muitas das reflexões aqui realizadas seriam empobrecidas. Não poderia também deixar de agradecer a Kézia
de Souza Lucas e Daniela de Almeida pelo auxílio no tratamento dos dados.
RESTRIÇÃO DE OFERTA E DEMANDA POR CAPITAL HUMANO QUALIFICADO E
O CRESCIMENTO ECONÔMICO E DAS EXPORTAÇÕES DOS ESTADOS
BRASILEIROS
Joilson Dias*
Série Working Paper BNDES/ANPEC No. 30
Março de 2012
RESUMO
O objetivo da pesquisa é de avaliar a demanda do capital humano qualificado em nível de estados,
considerando indivíduos com mais de 11 anos de escolaridade, devido ao crescimento econômico e em
especial, o crescimento do setor exportador. O modelo dinâmico proposto por Sargent (1978) foi ajustado
para contemplar as demandas entre capital humano qualificado (acima de 11 anos de estudos) e menos
qualificadas (11 anos ou menos de estudos, exceto os analfabetos). As estimativas econométricas
dinâmicas demonstraram que os custos de ajustamentos são elevados e que o setor exportador não exerce
qualquer influência no curto e longo prazo na demanda por capital humano qualificado ou menos
qualificado. O setor importador afeta apenas a demanda de curto e longo prazo do capital humano
qualificado, mas de forma muito pequena. O grau de abertura econômica dos estados não demonstrou ser
significante e estável o suficiente para concluir seu efeito sobre a demanda por qualquer tipo de capital
humano. O capital humano mais qualificado demonstrou ser substituto do menos qualificado, sendo que
esta substituição não está associada à questão salarial. A fonte de demanda de curto e longo prazo dos
capitais humanos é o crescimento econômico, cuja elasticidade de longo prazo se aproxima da unitária.
Ou seja, o crescimento do produto dos estados gera demanda na mesma proporção por capital humano,
sendo em maior proporção por capital humano qualificado. Os resultados sugerem que para evitar uma
potencial restrição de oferta de longo prazo de pessoas qualificadas, a política nacional de formação de
pessoas com nível superior deve ser ampliada.
Palavras Chaves: Capital humano, custo de ajustamento, estimativas dinâmicas, painel de dados dos
estados, setor exportador e importador, elasticidades intertemporal de demanda e do crescimento
econômico
ABSTRACT
The objective of this research is to learn about the dynamic demand for qualified human capital at the
state level due to economic growth and in special the growth of the exporting sector. Qualified human
capital in this research refers to those with more than 11 years of education, hence those attending
university or had it concluded and/or obtained master and/or doctorate degrees. The dynamic model is
based on Sargent (1978) and its decision rule was adjusted to consider two types of human capital,
qualified human capital e less qualified human capital (11 years or less of education). The econometrics
estimates showed that the adjustment cost are high and the exporting sector does not influence the short
and long run demand for human capital being it qualified or less qualified. The importing sector does
affect negatively the qualified human capital, however it is very dismal. The state economic degree of
openness did not show to be significant or stable enough to conclude about its influence on the demand
for human capital. The qualified human capital has demonstrated to be a good substitute for the less
qualified human capital. The state economic growth elasticity has shown to be a major source of long run
demand for human capital, qualified and less qualified. In the long run the state economic growth also
generates demand for human capital in almost the same proportion of its growth, being the demand for
qualified human capital in greater proportion. Hence, the results suggest as way to avoid long run human
capital supply constraint an educational policy towards human capital qualification at university level.
Key words: human capital, adjustment cost, dynamic estimates, state panel data, importing and exporting
sectors, intertemporal elasticity of demand and economic growth.
*
Professor titular do Departamento de Economia da Universidade Estadual de Maringá. Av. Colombo, 5790,
Maringá-PR, 87020-900, (44) 3011-5237, [email protected].
2
1. Introdução
O mercado por capital humano qualificado que compreende pessoas com mais de 11 de
escolaridade é formado por indivíduos que frequentam o nível superior, concluíram ou possuem
algum tipo de pós-graduação, inclusive mestrado e/ou doutorado. Segundo os dados da PNAD
do período de 1997 a 2009, a média empregada nos estados saltou de 8,7% em 1997 para 15,9%
em 2009, ou seja, nos últimos 12 anos aumentou em 83% este mercado. A Figura 1 apresenta
este crescimento médio no tempo e os limites míninos e máximos entre os estados. A demanda
por capital humano menos qualificado (11 anos ou menos de escolaridade) atingiu o pico em
2002 de 77,9% e vem caindo desde então, atingindo seu menor valor de 75,6% em 2009, Figura
2. A priori parece estar havendo um processo de substituição de capital humano qualificado por
menos qualificado, ou ainda o capital humano menos qualificado está em processo de
qualificação. Neste caso não haveria substituição, mas sim um processo natural de acumulação
de conhecimento.
Figura 1: Capital Humano Qualificado
Figura 2: Capital Humano Menos Qualificado
16.8819
caphumano
caphumanoinf11
78.9601
Fonte: Quadro A1 – Anexo
Fonte: Quadro A2 - Anexo
74.2613
7.94187
1997
1997
2009
2009
ano
ano
Este crescimento da demanda por capital humano qualificado foi recentemente motivo de
estudo realizado por Dias e Dias (2011). Segundo os autores, a elasticidade de demanda de longo
prazo por capital humano qualificado no Brasil devido ao setor de serviços é 3,0 e da estrutura
social está estimada entre 8,0 e 15,6. Ou seja, as alterações na estrutura social (aumento de 1%
na classe média) aumentam entre 8% e 15,6% a demanda por indivíduos com mais de 11 anos de
escolaridade, isto é, a demanda por serviços altamente especializados. Portanto, no longo prazo
haverá uma constante pressão de demanda por pessoas altamente qualificadas derivadas de
alterações de classes sociais no Brasil.
No entanto, as estimativas das elasticidades de demandas da estrutura setorial, comércio e
indústria, demonstraram não ser elásticas. Neste caso, a alteração da estrutura dos setores
comércio e indústria, a maior ou menor participação de um destes na economia, não alteraria
3
muito a demanda por capital humano qualificado. Este estudo, no entanto, não verificou o
impacto na demanda por capital humano qualificado derivado de uma maior inserção econômica
internacional da economia dos estados quer seja como importadora ou exportadora.
A literatura, contudo, em nível industrial tem encontrado uma alta substituição de pessoas
não qualificadas por qualificadas pós-abertura comercial, décadas de 80 e 90.2 As explicações
em nível micro associadas ao comércio internacional são diversas, mas todas comprovam a
existência de um aumento mais que proporcional de pessoas qualificadas (11 anos ou mais de
escolaridade - incluem as pessoas com segundo grau como qualificadas) vis a vis as demais
pessoas com escolaridades inferiores a 11 anos de escolaridade nos postos de trabalho das
indústrias. Este processo de substituição de qualificação esteve em geral vinculado ao processo
de maior importação de insumos produtivos.3
Este trabalho estende os trabalhos existentes na literatura ao buscar a compreensão da
dinâmica da demanda por capital humano associada aos setores exportadores e importadores da
economia dos estados e ao crescimento em geral destas economias. Em especial, pretende-se
verificar se o crescimento da demanda por capital humano qualificado pode estar associado em
maior ou menor escala ao grau de abertura das economias estaduais nos últimos anos.
Outro fator interessante a ser investigado é com relação à restrição da oferta de longo
prazo do capital humano qualificado e menos qualificado. Sabemos que o estímulo da oferta está
associado aos salários reais. Assim, uma das preocupações deste trabalho é a obtenção das
elasticidades de curto e longo prazo do salário real. Uma elasticidade menor que um indica que a
demanda não é sensível aos níveis salariais, ou seja, o aumento da demanda não depende de
queda nos salários reais. No entanto, a elasticidade maior que um no longo prazo pode indicar
uma demanda muito sensível ao nível salarial prevalente. Uma política educacional que aumente
a qualificação de capital humano tende a aumentar a oferta e, portanto, reduzir os salários reais e
dinamizar a demanda de longo prazo. A falta de uma política deste gênero poderá reduzir a
demanda por capital humano qualificado em função de um maior salário real.
Com relação aos modelos teóricos dinâmicos de demanda por capital humano faremos
uma breve revisão deixando claro o conceito de custos de ajustamento do emprego no tempo.
Nesta literatura os estudos em nível micro tendem a se preocupar com o comportamento ou o
caminho entre o nível atual e o ótimo do estoque de capital humano. Em nível macro, os estudos
se preocupam em verificar que variáveis determinam o nível ótimo de longo prazo do estoque de
2
3
Veja seção a seguir.
Idem.
4
capital humano, como é o nosso caso. Assim, estes modelos permitem analisar se a contratação
de pessoas qualificadas ou menos qualificadas possui associados à sua demanda custos externos
como os impostos pela legislação (contribuições sociais, 13º salário, férias, etc) ou internos como
treinamento, incentivos, etc. A combinação de ambos os custos pode ser medido de forma
indireta através da elasticidade intertemporal do emprego no tempo tanto em nível micro como
macro, conforme demonstrado por Sargent (1978).
Quanto maior esta elasticidade ou quanto mais próxima de um ela for, maiores são estes
custos associados à contratação de pessoas no tempo. A estimativa desta elasticidade
intertemporal permite inferirmos de forma, ainda que, indireta sobre os custos presentes nas
economias dos estados, quer sejam estes derivados das políticas públicas e/ou de outros custos
externos e internos de contratações de capitais humanos qualificados e menos qualificados.
Em suma, estes são os principais objetivos deste artigo que ainda se preocupa com os
seguintes aspectos econométricos: i) regressão espúria; ii) problemas de variáveis omitidas; e os
iii) efeitos fixos dos estados. Assim, o modelo proposto será o método de estimativas de
equações simultâneas usando método generalizado de momentos (GMM-SYS). O uso de dados
em painel dos estados permite que estas estimativas sejam feitas de forma dinâmica e contemple
os principais aspectos de variabilidade entre os estados e no tempo de tal forma que se possam
obter estimativas consistentes.
2. Revisão Bibliográfica
2.1 Introdução
Os estudos sobre emprego em geral e, em especial, trabalhadores qualificados, podem ser
divididos em dois grupos. No primeiro estão os que investigam a substituição em nível micro de
pessoas qualificadas e não qualificadas e o formato dos custos de ajustamento ou substituição.
No segundo grupo estão os estudos em nível macro que se preocupam com a dimensão dos
custos de ajustamentos e as elasticidades de demanda de curto e longo prazo dos salários e do
produto. Para uma melhor compreensão do assunto faremos uma breve revisão da literatura
nacional sobre o recente aumento da demanda por trabalhadores qualificados. Em seguida será
apresentada a seção sobre alguns debates teóricos internacionais e nacionais a respeito dos custos
de ajustamento e a importância desta para os nossos propósitos.
5
2.2 Demanda por Trabalhadores Qualificados e a Abertura Comercial no Brasil
O trabalho pioneiro de Fernandes e Meneses-Filho (2002) avaliou o aumento da demanda
relativa por trabalhadores qualificados (12 ou mais anos de estudos), intermediários (5 e 11 anos
de estudos) e não qualificados (0 a 4 anos de estudos) na década de 80 e 90. A conclusão dos
autores é que na década avaliada houve um aumento na demanda relativa dos trabalhadores
qualificados vis a vis aos demais, portanto anterior a abertura comercial, mas que foi ampliada a
partir da abertura comercial. Ou seja, os resultados dos autores sinalizam que o crescimento dos
setores exportadores e importadores influenciou a demanda por pessoas qualificadas.
A demanda por trabalhadores qualificados, mas agora com 11 anos ou mais de estudos e
os efeitos da abertura do comércio internacional sobre esta foram estudados em nível micro por
Meneses-Filho e Rodrigues Jr. (2003).
Segundo os autores, a hipótese de que a abertura
comercial proporcionou uma maior importação de produtos tecnológicos ou transferência
tecnológica resultando em aumento na demanda por trabalhador qualificado vis a vis os demais
foi confirmada usando dados da PNAD de 1981 a 1997. Assim, o efeito agregado constatado
anteriormente foi verificado também em nível micro. Esta maior demanda por trabalho
qualificado associada à importação de tecnologia implica que a economia brasileira estaria
absorvendo novas tecnologias advindas das economias internacionais e que necessitaria de
pessoas qualificadas.
No entanto, Arbache e Corseuil (2004) avaliaram também em nível microeconômico, se a
abertura comercial teria produzido efeito generalizado o suficiente para alterar a estrutura de
emprego e salários das indústrias comparando os períodos de 1987 e 1998. A conclusão foi que
não houve mudanças relativas significativas no emprego e salários antes e após a fase
denominada de abertura econômica pela literatura. Portanto, se houve mudanças estruturais
devem ser entre qualificações ou indústrias específicas.
A investigação em maior profundidade da demanda por trabalhadores qualificados e não
qualificados foi realizado por Giovanetti e Meneses-Filho (2006). Segundo os autores o aumento
na demanda por trabalhador qualificado no período 1990-98 foi superior devido à queda na
tarifas que fomentaram a importação de insumos viesados para a qualificação. Portanto, as
importações de capitais e insumos geraram uma maior demanda por pessoas qualificadas no
período segundo os autores vis a vis os demais trabalhadores.
Reis (2006) verificou que a taxa de desemprego na década de 1990 devido ao processo
de internacionalização aumentou, mas diferiram entre as pessoas qualificadas e não qualificadas.
A taxa de desemprego aumentou para as pessoas menos qualificadas (primário incompleto) em
6
6,4% enquanto com o segundo grau completo somente 4,3%. Esta mudança relativa estaria
sendo associada a mudanças estruturais no mercado de trabalho. A elasticidade de substituição
entre pessoas qualificadas (11 anos ou mais de estudos) e as não-qualificadas encontrada pelo
autor foi de 1,32, portanto elástica.
Uma pesquisa com maior nível de detalhes sobre a alteração na estrutura da demanda por
trabalho qualificado que envolveu a combinação de várias bases de dados foi realizada por
Ribeiro e Jacinto (2008). Os autores combinaram as bases de dados RAIS, PIA e PINTEC/IBGE
para estudar a indústria brasileira de transformação no período 1996-2003. Os autores efetuaram
estimativas das elasticidades cruzadas entre os trabalhadores qualificados (12 anos ou mais de
estudos), intermediários (8 e 11 anos de estudos) e não qualificados ( 0 a 7 anos de estudos). Os
resultados confirmaram a maior demanda por pessoas qualificadas vis a vis as não qualificadas
na indústria da transformação no período. No entanto, as elasticidades cruzadas entre os mesmos
são sempre abaixo de um, portanto inelástica. Por exemplo, entre os trabalhadores qualificados e
intermediários as elasticidades cruzadas são as seguintes: emprego 0,094 e salários -0,478.
Assim, um aumento de 10% nos salários dos trabalhadores intermediários gera um aumento de
0,94% de demanda por trabalhadores altamente qualificados e uma queda de 4,78% no emprego
dos trabalhadores intermediários. Os resultados dos autores sugerem ainda que as empresas
importadoras estariam empregando proporcionalmente mais pessoas qualificadas vis a vis as
exportadoras.
Dois efeitos contribuíram, na visão dos autores, para o aumento do emprego de pessoas
qualificadas no período além da abertura econômica: os choques tecnológicos e a maior oferta de
pessoas qualificadas. Este último manteve os salários reais das pessoas qualificadas
relativamente estáveis incentivando sua contratação.
Em suma, estes trabalhos demonstram que a abertura comercial gerou um choque de
inovação na economia brasileira, com aumento de importação de insumos produtivos que
demandaram maior grau de conhecimento no processo produtivo. Como resultado gerou uma
demanda crescente por pessoas qualificadas em detrimento de pessoas não-qualificadas ao longo
do período, principalmente a partir da década de 1980. Este processo foi intensificado
(corroborado) pela maior oferta deste capital humano, o que gerou um processo de substituição
em nível micro.
A percepção é que este processo possa estar ainda em movimento. Assim, a seção a
seguir apresenta os modelos dinâmicos compatíveis com os estudos de demanda de curto e longo
prazo.
7
2.2. Modelo Teórico: Custos de Ajustamentos
O primeiro passo é a compreensão da natureza destes modelos dinâmicos de demanda por
capital humano. Assim, como exemplo expositivo será apresentado uma versão simplificada do
modelo de Eisner-Strotz-Prost (1962).4
Considere o caso em que o objetivo da empresa representativa é maximizar seu lucro no
tempo t, tendo como única restrição a contratação de pessoas qualificadas. Vamos admitir que os
custos sejam crescentes com a contratação de pessoas qualificadas, bem como com a demissão
das mesmas, ou seja, demitir e admitir gera custos adicionais à empresa. O valor presente da
função objetivo da empresa representativa seria a seguinte:
(
Onde: (
)
(
∫
)
(
) é o valor presente da função lucro no tempo;
)
(
(1)
) é o lucro no período t; (
)é
os custos no período t que depende das variações nas contratações de capital humano qualificado
(
). Vamos assumir uma forma definida para a função lucro e custo como sendo
quadrática e deixando de escrever os subscritos t para facilitar, ou seja:
e
C=aH’2 + bH’, onde α, β, a, b > 0. Neste caso, a função Euler a ser solucionada seria a seguinte:
F = ( αH – βH2 – aH’2 – bH’) e-ρt
(2)
Cujo resultado da equação de Euler seria a seguinte equação:
H” – ρH’ – (β/α)H = (bρ – α)/2α
(3)
Cuja solução geral é a seguinte:
H(t) = A1er1t+ A2er2t + H(*)
As raízes características r1 e r2 = (
√
) e H(*) = (
(4)
), onde r > ρ > 0 e r2 < 0
sendo as as raízes reais. Para que o nível ótimo de capital humano seja positivo assume-se que α
> bρ. A solução definitiva da equação com H(o) = Ho, com início no período t(o), possui como
caminho ótimo a seguinte expressão:
H(t)=(Ho – H(*))er2t + H(*).
(5)
Ou escrevendo γ=er2 e H(t-1)=Hoet, sendo que H(*)et=H(*),
H(t) = λH(t-1) + (1-λ)H(*) .
4
A apresentação segue Chiang (1992).
8
(6)
Figura 3: Solução Gráfica do modelo
Assim, os modelos de custos de ajustamentos ressaltam dois objetivos a serem estimados
empiricamente:
i)
Primeiro, estimar λ, que é a elasticidade intertemporal do capital humano no tempo, ou
seja, o caminho entre H(o) e H(*); este também representa os custos de ajustamentos de
contratação das empresas. Assim, em nível micro a formatação destes custos é o maior
objetivo.
ii) Segundo, estimar H(*), ou seja, quais variáveis são determinantes do nível de emprego
ótimo no estado estacionário de longo prazo; neste caso se faz necessário assumir
hipóteses sobre quais fatores determinam o nível ótimo do estoque de capital humano ou
emprego do estado estacionário. As estimativas em nível macro tendem a se concentrar
neste objetivo.
A literatura sobre custos de ajustamento se dinamizou com o trabalho de Lucas Jr. (1967)
que demonstrou que estes custos influenciam a curva de oferta de longo prazo da indústria. Este
modelo de Lucas foi ampliado por Sargent (1978) de forma dinâmica no qual os custos de
ajustamentos foram assumidos como sendo quadráticos. O objetivo do autor foi o de estudar o
quanto as decisões dinâmicas que as empresas enfrentam na contratação de trabalhadores
influenciam o comportamento dos custos no longo prazo. Isto porque, em seu dia a dia, as
empresas têm que tomar a decisão entre contratar novos trabalhadores ou simplesmente contratar
mais horas extras. Assim, além de estender o modelo de Lucas, Sargent (1978) foi o pioneiro em
dois relevantes aspectos:
9
Demonstrou que o coeficiente de ajustamento λ, equação (6), depende inversamente
a)
dos custos de ajustamentos propostos;
b)
Especificou e estimou um modelo empírico para o modelo teórico, obtendo assim os
primeiros coeficientes de custos de ajustamentos.
Para compreendermos em maiores detalhes estas contribuições do autor, vamos apresentar
uma versão simplificada de seu modelo. Considere que a empresa representativa possui a
seguinte função de produção diária:
(
∫
Onde
)
)
(
é o produto;
e
( )
)
(
são parâmetros;
( )
(7)
novo capital humano a ser empregado;
capital humano decorrente das horas extras; fo, f1 > 0 representam a produtividade média no
tempo;
e
são processos exógenos estocásticos que afetam a produtividade ao longo do
tempo do trabalho exercido nas horas normais e extras. Neste caso o valor esperado de ambos é
zero, ou seja, (
)
e (
)
. Os custos de ajustamentos quadráticos são dados pelas
seguintes funções:
(
)
( )(
)
(8)
(
)
( )(
)
(9)
A hipótese adicional é que é mais dispendiosa a contratação definitiva de pessoas do que
simplesmente as horas extras, portanto d > e. As firmas pagam salários e salários de horas extras
o equivalente aos seguintes:
e
, onde p=1,5, ou seja, as horas extras
custariam 50% a mais que as horas normais, valor adicional constante no tempo. O valor
presente do lucro da empresa é dado pela seguinte função:
∑
[(
( )(
)
)
( )
( )
[(
)
( )(
)
(10)
Onde fo, f1, d, e > 0, p > 1 e 0 < b < 1. A solução da equação de Euler que obedece às
condições de transversatilidade resulta nas seguintes equações independentes:
Onde
e
(
)
(11)
(
)
(12)
representam o nível ótimo do estoque de emprego e das horas extras para
as quais converge o sistema. Estes níveis ótimos são dados pelas seguintes equações:
10
∑
( ) (
∑
( ) (
Esta solução implica que
(
) Como (1/ )
e
)
(13)
)
(14)
são funções decrescentes dos custos de ajustamento
significa que o coeficiente
aumenta com o aumento nos custos
de ajustamentos d, ou seja, a empresa reduz a velocidade com que responde à alterações na
) e salário real (
produtividade (
) na economia, devido ao aumento nos custos de
ajustamento do emprego. Similarmente,
(1/ )
são funções decrescentes de (
e
) e como
, temos que ambos aumentam com o aumento nos custos de ajustamentos das horas
extras e. Assim, as estimativas na literatura a serem apresentadas a seguir de
e similarmente
passaram a representar quase que diretamente os custos de ajustamentos na economia
resultantes de políticas externas ou mesmos de comportamentos internos das empresas.
As estimativas dinâmicas efetuadas por Sargent (1978) implicaram em
,
quando considerada as variáveis em diferenças em torno da tendência; em nível foi estimado um
valor entre
=0,94 e
=0,96, portanto um alto custo de ajustamento na contratação de novas
pessoas. As estimativas dos custos de ajustamento para contratação de horas extras, no entanto,
resultou para desvios em torno da tendência das variáveis um coeficiente
dados em nível da contratação de horas extras os coeficientes ficaram entre
de 0,20. Já para os
=0,74 e
=0,76.
Portanto, segundo o autor foi confirmado que os custos de ajustamento de contratação de novas
pessoas são superiores aos da contratação das horas extras nas empresas.
Outro aspecto interessante é que nestas estimativas o valor ótimo das variáveis (estado
estacionário) foi representado pelas variáveis do emprego e horas extras defasadas nos segundo
período e pelos salários reais e de horas extras defasados no tempo, mais especificamente
(
( )
)e
( )
(
), onde
( ) é o operador de defasagens que
assumiu valores 4 e 8. Devido à forma dinâmica da especificação dos salários e as estimativas
dos parâmetros no tempo, a elasticidade do salário real não pode ser obtida a partir dos
parâmetros estimados.
A importância dos custos de ajustamento foi retomada por Hamermesh (1989). Este autor
retomou o modelo de Eisner-Strotz-Prost (1962), mas propôs uma função de ajustamento de
custo generalizada homogênea no trabalho, aqui representada por H, onde esta poderia assumir
duas formas:
( )
̇
̇
[
| ̇|
̇
11
]
(15)
Neste caso, se os custos de contratação forem fixos então o custo de ajustamento tende a
permanecer estável no tempo. No caso de custos crescentes, devido a fatores internos e externos
à empresa, estes influenciariam a decisão desta na contratação de mais trabalhadores. Ou seja, as
políticas públicas ou as condições do mercado estariam impondo custos crescentes de
contratação de trabalhadores para as empresas.
Neste modelo, o valor presente da função de lucro da empresa representativa seria dado
pela seguinte função:
Z=∫ [ ( )
̇
]
(
)
(16)
A solução padrão para o caso em que k=0, b > 0 e T → ∞ é a seguinte:
̈
(̇ )
(17)
O resultado final segundo o autor é dado pela seguinte equação na forma de logarítimo da
demanda dinâmica por emprego ou capital humano em nosso caso.
H(t) = (1-γ)H(*) + γH(t-1) + µ(t)
(18)
H(t) = γH(t-1) + µ(t ) se | H(t-1)- H(*)| ≤ F
(19)
H(t) = H(*) + µ(t ) se | H(t-1)- H(*)| > F
(20)
Onde µ(t) representa os erros associados a choques não antecipados e H(*) = aX(t) + 𝜀(t)
é determinado por um vetor de variáveis X(t); e 𝜀(t) são os erros, cujo comportamento são
independentes de µ(t). Ambos possuem distribuição assintótica com média zero. Com relação
X(t) esta é representada pela produção das empresas tanto em nível quanto em diferença, bem
como por um método de switching regime que considerou desvios do nível ótimo de emprego.
As equações (19) e (20) merecem comentários adicionais, nestas equações F representa o
nível de custo de ajustamento que é fixo. O custo fixo menor e igual a F (equação 19) implica
que a dinâmica do emprego do capital humano depende exclusivamente do seu nível de emprego
no passado. No caso da equação (20), se o custo fixo for superior a determinado patamar F, então
o emprego atual oscilaria em torno do estacionário H(*), portanto λ = 0. Assim, encontrar um λ
próximo de um ou de zero possui significado especial associado ao formato dos custos de
ajustamento existentes no mercado, fixo ou variável.
A proposição do autor é bastante objetiva no sentido de avaliar quais destes tipos de
custos de ajustamento estariam determinando o comportamento de longo prazo, quadrático ou
fixo. Os resultados das estimativas foram inconclusivos em nível de indústria.
“One must model the costs of these policies carefully and obtain microeconomic data to
get satisfactory estimates of their effects”, Hamermesh (1989, p.687).
12
Os trabalhos internacionais posteriores foram todos na direção de comprovar a forma e a
presença de custos de ajustamentos prevalecentes nos diversos setores das economias, portanto
em nível micro. Hamermesh e Pfann (1996) fizeram uma excelente revisão destes trabalhos e
observaram o seguinte: 1) os custos de ajustamento são muito altos e podem chegar ao
equivalente a um ano de pagamento em algumas indústrias; 2) a média dos custos de ajustamento
aumenta com o aumento da qualificação dos trabalhadores, ou seja, os custos de ajustamento são
baixos em setores que usam trabalhadores de baixa qualificação, mas extremamente elevados em
setores que usam pessoas altamente qualificadas; 3) o custo de contratar excede o custo de
promover.5
As três razões que eles encontraram para a explicação do porque os ajustamento no nível
de empregos no tempo são lentos (λ próximo de 1) foram as seguintes:6
i)
Primeiro, é provável que exista uma defasagem entre a contratação e a efetiva
produtividade do capital humano contratado;
ii)
Segundo, é provável que as variáveis representativas dos choques impostos às
empresas não sejam representativas o suficientes, portanto, um problema com os
dados e, assim, não é possível identificar o tipo de custo de ajustamento fixo ou
variável, ou ainda algo entre os mesmos.
iii)
Terceiro, a função objetivo da firma representativa pode ser muito mais complexa e,
portanto, não estar capturando a dinâmica da realidade de forma satisfatória quando
da agregação. Ou ainda, pode estar faltando considerar a interação com outros
insumos importantes e até fatores sociais que afetam o nível ótimo de emprego.
Os modelos estimados a partir desta literatura têm como foco estes três objetivos acima.
Outro aspecto é propor que outros fatores poderiam estar interagindo diretamente com o
processo de ajustamento no tempo do capital humano (emprego) e seu nível ótimo (demanda
potencial) ou ainda seu comportamento de curto prazo. A seção a seguir revisa os trabalhos para
a América Latina.
2.3 Estudos de Custos de Ajustamentos para a América Latina7
O trabalho pioneiro para o Brasil foi realizado por Gonzaga e Corsueil (2001). O
principal objetivo dos autores foi verificar se o impacto das mudanças estruturais pela qual
5
Hamermesh e Pfann(1996, p.1268).
Hamermesh e Pfann(1996, p.1282).
7
Para uma revisão mais ampla incluindo outros países recomendamos Green et all (2001), Webster (2003) e Varejão
e Portugal (2007).
6
13
passou a economia brasileira no período entre 1989 e 1999, ou seja, se o Plano Real, o processo
de liberalização comercial e o processo de estabilização inflacionária, afetaram a dinâmica da
demanda por trabalho. Mais especificamente o objetivo dos autores era avaliar se as mudanças
haviam afetado de alguma forma os custos de ajustamento e os parâmetros da dinâmica da
demanda por trabalho.
O modelo dos autores assume que Ht (mantendo nossa notação) representa a quantidade
de demanda por trabalho i, no tempo t da empresa representativa. Os custos de ajustamentos são
quadráticos, ou seja, os custos de admissão e contratação são crescentes com o número de
trabalhadores.
No modelo proposto a empresa representativa maximiza seu lucro πi =
T

t 1
i
no tempo.
As receitas também dependem do nível tecnológico (At). Assim, o valor presente do lucro é dado
pela seguinte equação:
  MaxEt   i [ R( H t , At ) Wt H t  0,5C ( H t  H t 1 ) 2 ] .
T
(21)
t 1
Na equação acima Et é a expectativa com relação aos lucros futuros; βi é a taxa de
desconto do lucro; R(Ht, At) é a receita esperada em função da quantidade de pessoas empregadas
(Ht) e o grau tecnológico (At); Wt representa o salário real; e 0,5C ( H qt  H qt1 ) 2 é a função de
custo de ajustamento dinâmico que assume a forma quadrática simples. Neste caso, temos que a
demanda dinâmica ótima por trabalhadores equivale à solução de Euler da equação acima. A
solução proposta pelos autores é a seguinte:

H t (1   ) L  (1   )(1   ) (  ) s Et H t* s , onde
(22)
H *t  X t  et
(23)
s 0
Neste caso et é um ruído branco e Xt = X(At, Wt). Segundo os autores, o modelo supõe
que Xt segue um processo auto-regressivo por um polinômio geral tipo ρ(L)Xt =εt onde εt é um
ruído branco e ρ(L) é um polinômio no operador lag L de ordem p, com todas as raízes fora do
círculo unitário. Como Et H t* s X t  s para s > 0 e que et é um ruído branco então de acordo com as
equações (20) e (21) e Ht possui a seguinte solução:
H t  H t 1   ( L) X  vt
(24)
Os autores especificaram o nível ótimo de emprego como sendo: H t*   ( H t 2 , Yt , Wt ),
onde Ht-2 é o nível de emprego industrial defasado no segundo período, Yt o produto industrial
14
e Wt
o salário médio real da indústria.
Portanto, a variável λ representa a elasticidade
intertemporal e equivale a soma dos coeficientes de Ht-1 e Ht-2. Este é também o custo de
ajustamento do emprego na economia. O coeficiente do produto γ é a elasticidade de curto prazo
do produto-emprego. O coeficiente do salário real ω é a elasticidade de curto prazo salárioemprego. As elasticidades de longo prazo do produto e salários são as seguintes: θ = γ /(1-λ) e δ
= ω /(1- λ). O termo vt representam os erros idiosincráticos.
Os resultados foram os seguintes:
Tabela 1 – Resultados: Gonzaga e Corseuil (2001)
Período
1985-1999
Coeficiente
Ajustamento
λ = λ1 + λ2
0,968
Elasticidade do Produto
γ
Elasticidade Custo Salarial
ω
0,037
Elasticidade do Produto de
Longo Prazo
θ = γ /(1-λ)
1,13
-0,021
Elasticidade Custo Salarial
Longo Prazo
δ = ω /(1- λ)
-0,66
O principal resultado é que os custos de ajustamentos demonstraram serem bastante
elevados para o setor industrial com um coeficiente muito próximo de um, ou seja, a demanda
segue um passeio quase que aleatório no curto prazo. A demanda somente se altera no longo
prazo devido ao crescimento do produto industrial ou em menor proporção devido a uma queda
no salário real.
O modelo dinâmico acima foi estendido por Barros e Corseuil (2004) para investigar o
impacto das novas regulações impostas ao mercado de trabalho pela Constituição de 1988.
Segundo os autores, a constituição introduziu maior liberdade na organização dos trabalhadores
para reivindicar seus direitos, bem como introduziu o direito de negociação direta entre os
sindicatos patronais e laborais por melhores salários e outras compensações, aumentou a hora
extra de 20% para 50%, a maternidade de 3 meses para 4 meses e os direitos com férias
aumentaram em 1/3. Este conjunto implica diretamente em aumento de custos variáveis e,
portanto, nos custos de ajustamento do emprego.
O modelo dinâmico desenvolvido pelos autores além de considerar as alterações devidas
ao efeito da constituição no tempo também tinha como objetivo incorporar a sugestão de
Hamemersh e Pfann (1996) da possível interação com os preços de outros insumos e fatores que
determinam o nível de tecnologia da empresa. Portanto, choques de preços relativos foram
considerados com dados de painéis de 5.000 empresas industriais para o período de 1995-2004.
15
Assim, a empresa representativa maximiza o valor presente de seu lucro que consiste na seguinte
função objetivo:
(∑
{
(
(
)
(
)
(
) (
(
)
A receita da empresa
) (
)
(
)
(
)
) (
(
) (
)
(
)
})
(25)
) depende do nível de
emprego (Ht), do preço de todos os outros insumos (pi) e outros fatores que determinam a
tecnologia (μi). Os custos da empresa são representados pelos salários reais (wi), custo de
ajustamento
e pelo parâmetro η que capta as mudanças no tempo da legislação. A
solução deste modelo resulta na seguinte equação que pode ser estimada a partir de uma
combinação de técnicas de identificação dos parâmetros que aqui não vamos abordar.
( )
( )
Na equação (16),
( )
(
∑
( )
)
( )
( ) representa a tendência e
, onde
(26)
( )
(27)
os efeitos fixos. As duas variáveis
adicionais que aparecem na equação (27) são i) Iis dummies representativas do setores; e ii)
níveis de choques tecnológicos dos setores. Apesar de não estar explícito as variáveis que
determimam o nível ótimo de emprego
( ), estas seriam então os salários reais, a participação
relativa dos setores na economia, bem como os níveis tecnológicos destes setores. As estimativas
produziram os seguintes resultados:
Tabela 2 – Resultados: Barros e Corseuil (2004)
Período
1985-1997
Coeficiente de
Ajustamento
λ
0,5
Elasticidade do Produto
γ
Elasticidade Custo Salarial
ω
Não considerado
Elasticidade do Produto de
Longo Prazo
θ = γ /(1-λ)
Não considerado
-0,2
Elasticidade Curto Salarial
Longo Prazo
δ = ω /(1- λ)
-0,40
O coeficiente de ajustamente 0,5 indica presença de baixo custos de ajustamento e uma
possível volatilidade na contratação de pessoas no tempo, onde haveria somente 50% de
persistência no emprego em média nos setores analisados no painel de dados. Como não foi
incorporado outras variáveis além do salário real fica difícil avaliar o que poderia estar causando
estes movimentos. As estimativas econométricas, considerando a identificação dos parâmetros,
também verificou se estes parâmetros sofreram influência no tempo devido a alterações no
16
crescimento econômico e/ou mudanças econômicas presentes na tendência da economia, ou seja,
antes e após a constituição de 1988. Segundo os autores,
“Contrary to these expected results, in the regressions presented in tables 5.2 e 5.3 we
found no evidence indicating that the 1988 constituion change had any significant effect on labor
demand function. All estimates of the constitution indicator coefficient are not statistically
significant, despite the regression R2 reach close to 0.4.”, Barros e Corseuil (2004, 327).
Vale lembrar que o modelo estimado não especifica as características associadas
exclusivamente à mudança constitucional, mas sim ao período pré e pós-constituição. Este
período engloba mudanças estruturais além da constitucional, como a abertura comercial, vários
planos de estabilização econômica até a efetiva estabilização pós-1994. Portanto, estes resultados
podem ser estendidos para concluir que as mudanças estruturais pela qual passou a economia
brasileira no período 1985-1997 não afetaram os custos de ajustamentos das empresas e que
estes, diferentemente de estimativas anteriores, foram baixos.
Estes estudos de custo de ajustamento foram estendidos para outros países da América
Latina por Fajnzylber e Maloney (2005). A importância do estudo dos autores está no objetivo
que foi o de verificar se a liberalização do comércio internacional na América Latina havia
afetado a elasticidade de trabalho, principalmente do trabalhador qualificado (capital humano
qualificado). Usaram dados em painel em nível de estabelecimentos para os países Chile,
Colômbia e México. Na estimativa foi empregada a técnica de Arellano e Bond (1991). No
entanto, em vez de especificar um modelo teórico e a partir destes efetuar as estimativas, os
autores preferiram uma especificação empírica ad hoc. A função especificada pelos mesmos foi
a seguinte:
( )
Neste caso o log do emprego do capital humano qualificado (
𝜀
) do estabelecimento i,
indústria j no período t é uma função das pessoas qualificadas no período anterior (
salários reais atuais e defasados das pessoas qualificadas (
defasados das pessoas não qualificadas (
(28)
), dos
), dos salários reais atuais e
), produto médio da indústria (
efeitos fixos no tempo ( ( )) e dos efeitos fixos individuais das indústrias ( ), sendo 𝜀
), dos
erros
randômicos. Os resultados estão na Tabela 3, que apresenta somente os resultados para os
trabalhadores qualificados.
17
Tabela 3 – Resultados: Fajnzylber e Maloney (2005)
Capital Humano Qualificado (White Collar Workers)
País
Dados
Chile
(1)
(2)
(3)
(4)
Colombia
(1)
(2)
(3)
(4)
México
(1)
(2)
(3)
(4)
Firmas
Anual,
19811986
Firmas,
Anual,
19801991
Firmas,
Anual,
19861990
λ
0,202
0,084
0,244
0,018
0,014
0,020
-0,209
0,009
-0,447
-0,062
0,147
0,221
0,335
0,189
-0,005
-0,254
-0,612
-0,016
0,388
0,372
0,446
0,378
0,007
0,008
0,005
0,008
-0,234
-0,205
-0,155
-0,240
0,084
0,030
-0,049
0,085
0,091
0,126
0,070
0,033
-0,061
-0,086
-0,031
-0,005
0,135
0,131
0,204
0,484
0,022
0,024
0,026
0,025
-0,257
-0,089
-0,346
-0,205
0,076
-0,043
-0,179
0,046
0,300
0,025
-0,606
0,119
-0,095
0,023
0,300
-0,068
Notas: (1) Sem qualquer interação; (2) Interação com tarifas internacionais; (3) Interação com barreiras nãotarifárias; (4) Interação com taxa de câmbio.
Como podemos ver os coeficientes de ajustamentos estimados são bastante baixos, todos
inferiores a 0,5. As interações com variáveis associadas às políticas de abertura comercial
parecem não terem influenciado de maneira conclusiva as estatísticas dos coeficientes de
ajustamento. Como não apresentamos as estatísticas de significância dos parâmetros, vamos
ressaltar o resultado geral dos autores:
“...in those two countries (Chile and Colombia) tests of the effects of trade openness on
long-run labor-demand elasticities yield either nonsignficant or mixed results. This
would suggest that if trade liberalization – or globalization more generally – is making
the lives of workers more insecure, it is probably working through some other mechanism
than that examined here.” Fajnzylber e Maloney (2004, p. 439).
No México, segundo os autores, as evidências apontam que a liberalização comercial
pode ter influenciado a demanda por trabalhadores qualificados, com a redução da demanda por
este tipo de capital humano. Também podemos ver que no caso do México a interação com a
taxa de câmbio fez com que os custos de ajustamentos subissem de 0,135 para 0,484 que
resultou em um coeficiente significante estatisticamente. Em outras palavras, a abertura
comercial impôs custos na contratação de trabalhadores qualificados, provavelmente associados
18
a remuneração em dólares, levando-os a serem substituídos por pessoas menos qualificadas (blue
collar workers) no México.
Hamermesh (2004) fez uma revisão destes trabalhos que usam modelos dinâmicos com
custos de ajustamento realizados para os países da América Latina. Segundo o autor os estudos
de custos de ajustamentos dinâmicos realizados sofreram da falta de uma especificação mais
próxima com a teoria de custos de ajustamentos. Portanto, futuros trabalhos na América Latina
deveriam considerar especificações teóricas que captem diferenciais de seus mercados. Além
disso, deveria se concentrar no modelo teórico e verificar quais os tipos de custos melhor se
associa às empresas Latinas.
Preocupado com esta crítica Dias e Dias (2011) observaram que esta mudança na
demanda dos trabalhadores qualificados podem não estar somente associados a alterações na
estrutura econômica setorial da economia, mas também a sua estrutura social. Em vez dos
tradicionais modelos de estimativas em nível micro de painel de dados, os autores utilizaram
dados em painel dos estados, nível macro, pois estes permitiam considerar a alteração na
estrutura social. Desta forma pode-se medir não somente a importância dos setores da economia,
mas o efeito da expansão das classes sociais. Estas podem ser responsáveis por demandarem
outras formas de serviços e/ou capital humano qualificado que podem não estar refletindo
diretamente nos setores econômicos, como capitais humanos qualificados no setor público
voltado para educação, pesquisa, etc.
O modelo escolhido para ser estimado foi o de Hamermesh (1989) com custos
quadráticos variáveis. No entanto, a variável H(*) foi substituída pela razão capital humano
qualificado (mais de 11 anos de escolaridade) e menos qualificado (11 anos ou menos de
estudos). Portanto, a equação (18), foi reescrita para h(*) que foi definida da seguinte forma:
h* = a + a yc + a ys + a yi + a w + a pcm + εt
qt
0
1 qt
2 qt
3 qt
4 qt
5
qt
(28)
Onde q representa o estado; t o tempo; ai, onde i=0,..,5 são os parâmetros a serem
estimados; yc, ys e yi representam participação dos setores comércio, serviços e indústria no PIB
do estado, respectivamente; w representa a razão do salário capital humano no estado vis a vis o
nacional; pcm representa o percentual de pessoas pertencentes a classe média nos estados. A
substituição da equação (6) na equação (5) resulta na equação a ser estimada.
hqt = a0* + λhqt1 + ac* yc qt + as* ys qt + ai* yiqt + aw* dwqt + am* pcmqt + ξ t
19
(29)
Onde
a i* = (1-λ)ai, sendo i=c, s, i, w e m representam os setores comércio, indústria,
serviços, salário relativo e classe média social; e t= μt + (1-λ)εt são os erros idiossincrático.
Neste caso, λ representa a elasticidade intertemporal de substituição entre capital humano
qualificado e menos qualificado. Se for positiva indica que está havendo um crescimento mais
que proporcional no número de trabalhadores qualificados em comparação aos não qualificados,
sendo negativo o inverso. O período dos dados de 1998-2003 capta as alterações na estrutura
econômica pós-planos de estabilizações e a continuidade do processo de abertura comercial.
Tabela 4 – Resultados: Dias e Dias (2011)
λ
Modelos
(1) λ1
-0,258 0,009 0,413 -0,369 0,177 4,233
(2) λ1 + λ2
-0,582 0,015 0,380 -0,631 0,089 5,290
(3) λ1 + λ2 + λ3
-0,597 0,100 0,368 -0,167 0,090 4,479
Nos resultados acima podemos verificar que o modelo estimado capta ainda mudanças
relativas nos setores econômicos que poderiam estar atraindo mais pessoas qualificadas vis a vis
menos qualificadas. O coeficiente negativo dos custos de ajustamento (λ) indica que no período o
crescimento na contratação de pessoas com 11 anos ou menos de escolaridade (capital humano
menos qualificado) vem crescendo proporcionalmente mais que os qualificados (mais de 11 anos
escolaridade), portanto contrário ao encontrado nos estudos revisados em nível micro. Vemos
que o período é compatível com os Figuras 1 e 2 da introdução, onde o crescimento da demanda
menos qualificada foi superior a mais qualificada. Considerando que a elasticidade do setor
comércio (
) é negativa e significante implica que este é o setor onde está ocorrendo o emprego
de pessoas menos qualificadas. A elasticidade do salário real relativo (
) não demonstrou ser
significante bem como a elasticidade do setor industrial ( ). Dois parâmetros merecem
destaques, a elasticidade positiva e significante do setor serviços (
estrutura social (
) e a elasticidade da
). Ambas as elasticidades sinalizam demanda por capital humano qualificado
no curto e longo prazo em proporção maior que o menos qualificado. No entanto, a estrutura
social é sempre maior que um indicando ser elástica e o principal fator de demanda de curto e
longo prazo para o capital humano qualificado. Exatamente qual o tipo de demanda social não é
possível responder, mas certamente está associada à qualificação na educação em nível superior
e os serviços altamente especializados.
20
Os autores também estimaram o modelo em nível verificando exclusivamente a demanda
por capital humano qualificado em vez do relativo. Os custos de ajustamento foram os seguintes,
conforme especificação usada: 0,72 (λ1); 0,85 (λ1 + λ2); 0,90 (λ1 + λ2 + λ3). As elasticidades
dos setores comércio e indústria não se mostraram significante, bem como a salarial. As
elasticidades que demonstraram significância foram a do setor serviços e estrutura social. A
primeira manteve-se em torno de 3,0 e a social passou a ficar entre 8,0 e 15,0 indicando forte
demanda por capital humano qualificado no curto e longo prazo.
Em suma, os modelos estimados que pressuponha custo de ajustamento dinâmico
indicam que a substituição de pessoas menos qualificadas (diversas definições) por mais
qualificados (diversas definições) parece não estar associado exclusivamente à abertura
comercial per se ou até mesmo mudanças estruturais que tenham ocorrido nas economias. A
confirmação para o Brasil em nível de estados foi de que pessoas menos qualificadas podem ser
substituídas por pessoas mais qualificadas, mas esta substituição não estaria associada a salários,
sendo a hipótese de qualidade a mais provável. As estimativas para os países indicam o custo de
ajustamento no emprego Brasil muito alto e muito superior aos demais países avaliados da
América Latina.
3. Modelo e Estimativas Econométricas
3.1 Modelo Teórico
O modelo a ser estimado foi o proposto por Sargent (1978), equações (10) – (13). A
principal alteração está na forma de interpretar o modelo. Em nosso caso, a empresa
representativa do estado decide entre contratar capital humano qualificado (mais de 11 anos de
estudos -
) ou menos qualificado (11 anos ou menos de estudos -
adicional é que
(
) e
(
). Outra hipótese
) Ou seja, o nível de produtividade ótima do
capital humano qualificado depende da quantidade do capital humano menos qualificado
empregado e do nível do produto agregado. O mesmo é válido para o capital humano menos
qualificado. Reescrevendo as equações (11) e (12).
Onde
e
(
)
(30)
(
)
(31)
representam o nível ótimo do estoque de emprego do capital humano qualificado e
menos qualificado para o qual converge o sistema. Estes níveis ótimos são dados pelas seguintes
equações:
21
∑
( ) (
)
(32)
∑
( ) (
)
(33)
Neste caso, as decisões atuais de contratação de pessoas mais qualificadas afetam o nível
ótimo das pessoas menos qualificadas e vice versa. Como a produtividade média de equilíbrio de
longo prazo deve ser igual, ou seja,
= , temos que o sistema depende das respectivas
quantidades ótimas, dos salários, do produto e dos processos estocásticos, cujo valor esperado é
zero ou
(
)
e
(
)
. As alterações de oferta de capital humano no longo
prazo tendem a afetar este nível ótimo, bem como o nível ótimo de produto. As funções
econométricas proposta para estimar este sistema são as seguintes:
(34)
(35)
Nas equações acima, as variáveis estão escritas em logarítimo, sendo que o produto
agregado ( ) foi desagregado entre produção doméstica ( ), importação (
) e produção para
exportação ( ). A estabilidade em torno do nível ótimo requer que as variações dos logaritmos
sejam estáveis, representados pela estabilidade das seguintes elasticidades: intertemporais
(
), do salário (
produto importado (
), cruzadas dos salários (
), do produto exportado (
), do produto doméstico (
) e cruzada do capital humano (
), do
).
Foi estimada uma variação adicional das equações acima, onde as importações e
exportação foram substituídas pelo grau de abertura da economia do estado (importação +
exportação sobre produto interno bruto). A seguir apresentamos as estatísticas descritivas dos
dados.
3.2) Análise dos Dados e as Especificações Econométricas
Os dados dos capitais humanos (
)e(
), seus salários reais (
)e(
) foram obtidos a
partir da PNAD do período 1997-2009. A definição do capital humano mais qualificado (
)é
percentagem de pessoas com o seguintes graus de escolaridade: i) frequentando nível superior;
ii) nível superior completo; iii) pós-graduação incompleta e completa – incluso os que
frequentam especialização, mestrado e doutorado. O capital humano menos qualificado (
)éa
percentagem de pessoas com: a) primário incompleto; b) primário completo; c) secundário
incompleto; d) secundário completo. Os salários reais (
,
) são uma média ponderada
considerando cada nível educacional pelo seu respectivo salário real. O PIB-Produto interno
22
Bruto real ( ), as importações (
) e exportações ( ) foram obtidas diretamente do IPEA-
Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (www.ipeadata.gov.br).
Tabela 5 – Descrição dos dados: 1997 – 2009
Variável
Média
Desvio Padrão
Observações
N=n*T
Total dos painéis
Entre os painéis
Dentro dos painéis
11,28
3,05
4,39
2,59
N=351
n=27
T=13
Total dos painéis
Entre os painéis
Dentro dos painéis
76,87
5,44
4,90
2,55
N=351
n=27
T=13
Total dos painéis
Entre os painéis
Dentro dos painéis
1.361,15
334,07
245,18
231,38
N=351
n=27
T=13
Total dos painéis
Entre os painéis
Dentro dos painéis
350,33
109,37
102,57
42,42
N=351
n=27
T=13
Total dos painéis
Entre os painéis
Dentro dos painéis
46.100,0
746,0
1.630,0
16.650,0
N=351
n=27
T=13
Total dos painéis
Entre os painéis
Dentro dos painéis
4.240,0
737,7
5.380,0
6.970,0
N=351
n=27
T=13
Total dos painéis
Entre os painéis
Dentro dos painéis
5.160,0
277,9
1.120,0
17.700,0
N=351
n=27
T=13
Obs: i)
,
e
fonte: IPEA – www.ipeadata.gov.br; ii)
,
,
e
obtidos das PNADs 1997 a
2009, exceto 2000 que é uma projeção com base nos anos 1997 - 1999.
A descrição sucinta das variáveis na Tabela 5 a seguir são as seguintes: a percentagem
média do capital humano qualificado (
) é 11,28% no período 1997-2009, com desvio padrão
de 3,05% entre todos os painéis; o capital humano menos qualificado (
) possui uma média
geral de 76,87% no período e um desvio padrão geral de 5,44%. Os salários estão expressos em
reais, por exemplo, a média no período do salário real do capital humano qualificado (
) foi
de R$ 1.361,15 com desvio padrão geral de R$ 334,07. O salário real médio do capital humano
menos qualificado foi bastante inferior R$ 350,33, com desvio padrão de R$ 109,37. A
explicação para este diferencial está em que o salário do capital humano qualificado pode estar
23
associado aos retornos crescentes de escala no nível superior de educação8. As demais estão em
milhões de reais, assim, o PIB real médio do período foi de R$ 46,1 bilhões, as importações foi
em média de 4,24 bilhões ao ano por estado e as importações R$ 5,16 bilhões.
As estimativas das equações (34) e (35) utilizando os dados acima estão no Anexo. As
tabelas A1 até A5 referem-se à variável dependente capital humano mais qualificado, equação
(34); as B1 a B5 referem-se as a variável dependente capital humano menos qualificado, equação
(35). As estatísticas de especificação do modelo propostas por Hausman (1978) – modelo de
efeitos fixos e randômicos e as estatísticas de Baltagi e Li (1991, 1995) indicam um modelo de
efeitos fixos com painéis heterocedásticos. Para obter a estatística da autoregressividade do
painel foi efetuado o teste proposto por Wooldridge (2002). Com base nestes resultados foram
estimadas várias especificações que descreveremos a seguir. As especificações e técnicas
empregadas em cada estimativa foram as seguintes:
I)
Tabelas A1 e B1: As estimativas dinâmicas consideram a correção para efeitos fixos,
sendo a autoregressividade e a heterocedasticidade considerada como sendo única do
painel. As variáveis foram consideradas como sendo estritamente exógenas, exceto a
variável dependente defasada.
II)
Tabelas A2 e B2: Foi utilizado Mínimos Quadrados Generalizados nas estimativas,
sendo o principal objetivo a obtenção das correções de autroregressividade e
heterocedasticidade exclusiva para cada painel. As variáveis são consideradas
estritamente exógenas, exceto a variável dependente defasada.
III)
Tabelas A3 e B3: Foi utilizado o sistema proposto por Arellano e Bond (1991),
Arellano e Bover (1995), Blundell e Bond (1998) e as correções para amostra finita
de Windmeijer (2005). Nestes modelos foi estimado um conjunto de equação em
nível e em diferença para cada uma das equações (34) e (35). As estimativas ainda
obedeceram às seguintes condições:
8
i)
lHqt = lHqt-1α+ xqt β + qt + uqi.
ii)
lHqt –l Hqt-1 = (lHqt-1 –l Hqt-2)α + (xqt – xqt-1 )β + (uqt – uqt-1), onde
iii)
E[lHqt-s (uqt – uqt-1)]=0 para s ≥ 2; t=3,...,T,
iv)
E[xqt-s (uqt – uqt-1)]=0 para s ≥ 2; t=3,...,T,
v)
E[(lHqt-s – lHqt-s-1 )( q + uqt)]=0 para s = 1,
vi)
E[(xqt-s – xqt-s )( q + uqt)]=0 para s = 1.
Veja Dias et all (2010).
24
Onde α e β representam os parâmetros das equações (34) e (35), xqt o vetor de
variáveis independentes; q assume 1 para representar capital humano qualificado e e
2 para capital humano menos qualificado; qt os efeitos fixos no tempo dos estados e
uqi os erros idiosincráticos associados aos estados. Neste modelo as variáveis em
nível são utilizadas como instrumentos para a equação diferença (ii) e as em
diferenças são utilizadas como instrumentos para as equações nível (i). Portanto, as
variáveis são tratadas como sendo todas endógenas e instrumentalizadas. As
estatísticas AR(1) e AR(2) e a estatística de Sargan de sobreidentificação determinam
a qualidade da especificação.
IV)
Tabelas A4 e B4: Apresentam estimativas usando a mesma técnica anterior, mas
neste caso as variáveis são testadas quanto à endogeneidade das mesmas. Os
resultados indicaram que os salários e quantidade capital humano são endógenos ao
sistema.
V)
Tabelas A5 e B5: Foi estimado um sistema dinâmico utilizando a mesma
especificação anterior, mas em vez das importações e exportações foi utilizado o grau
de abertura da economia do estado como sendo exógeno.
3.3) Resultados Econométricos
3.3.1) Capital Humano Qualificado
O conjunto de Tabelas A1 – A5 indicam que o coeficiente intertemporal está entre 0,70 e
0,86. O menor valor é obtido quando consideramos o grau de abertura econômica, Tabela A5;
sendo o maior valor obtido nas regressões quando consideramos as variáveis como sendo
estritamente exógenas, Tabela A2. Estas estimativas indicam que o grau de abertura econômica
ainda que não significante ajuda a reduzir os custos de ajustamento do capital humano
qualificado, portanto em acordo com os resultados esperados que existam custos externos e
internos que afetam as empresas, mas que são minimizados com a maior abertura econômica.
Quanto às demais análises, os modelos dinâmicos tendem a representar melhor os
resultados uma vez que consideram os problemas de variáveis omitidas e endogeneidade.
Portanto, o conjunto de Tabelas A3-A5 será utilizado para análise dos demais resultados
econométricos.
A elasticidade do salário do capital humano qualificado (
) oscila entre -0,16 e -0,29,
sendo menor quando todas as variáveis são consideradas endógenas e instrumentalizadas,
Tabelas A3 e A4. Quando consideramos produto, exportação e importação como sendo
25
estritamente exógenas e as demais endógenas e instrumentalizadas, a elasticidade (
) aumenta
em tamanho e fica entre -0,43 e -0,46, demonstrando que as especificações dos salários do
capital humano menos qualificado e sua quantidade são endógenas, enquanto as demais não.
A elasticidade cruzada do salário do capital humano menos qualificado (
) não
demonstrou ser significante em nenhuma especificação. Isto significa que não existe a priori
substitutição de trabalhadores mais qualificados por menos qualificados devido à questão
salarial. Este resultado é corroborado pela elasticidade do capital humano menos qualificado
(
) que não demonstrou ser significante em nenhuma das especificações.
A elasticidade do produto ( ) demonstrou ser positiva e significante sendo que o valor
oscilou próximo de 0,30 exceto na especificação da Tabela A2 que ficou abaixo na faixa de 0,14,
ou seja, quando todas as variáveis foram consideradas endógenas e instrumentalizadas. Apesar
de pequena esta elasticidade indica a importância de considerarmos o nível do produto nas
estimativas econométricas.
As elasticidades da importação ( ), Tabelas A1 – A4, demonstraram ser significantes e
negativa, com valores entre -0,0116 a -0,0780. Este resultado confirma que as importações de
alguma forma foram prejudiciais à contratação de capital humano qualificado em nível agregado
e, portanto, difere dos modelos tradicionais em nível micro que encontram um resultado positivo
entre importação e contratação de pessoas qualificadas. A diferença dos resultados pode ser
devida a dois fatores. Primeiro a definição de capital humano qualificado, os estudos usam
pessoas com segundo grau completo ou cursando este, enquanto aqui utilizamos de uma
definição mais restrita, ou seja, somente pessoas cursando nível superior e acima deste. Segundo
empregamos uma técnica que tende a reduzir os efeitos de variáveis omitidas, enquanto em nível
micro (indústria) o efeito da tecnologia ocorre de forma direta e os modelos tendem a depender
muito da variável proxy utilizada.
A elasticidade das exportações (
) não demonstrou ser significante nas diferentes
especificações. Portanto, os setores exportadores das economias dos estados não demonstram
influenciar a demanda por capital humano qualificado. A explicação plausível é que as
exportações realizadas são ainda pouco dependentes de capital humano qualificado, desta forma
um resultado esperado.
A Tabela A5 no qual as importações e exportações foram substituídas pelo grau de
abertura produziu resultados contraditórios. Quando considerado no nível e em primeira
defasagem mostrou-se significante e negativo, indicando que o grau de abertura está mais
associado ao processo de importação do que exportação. Quando considerado a segunda
26
defasagem, os coeficientes da primeira e segunda defasagem demonstraram ser significante, mas
com sinais opostos. Considerando que a magnitude dos mesmos são praticamente as mesmas,
isto indica que o efeito do grau de abertura não é consistente o suficiente para concluírmos sobre
seu efeito positivo e/ou negativo sobre a demanda por capital humano qualificado.
3.3.2 ) Capital Humano Menos Qualificado
As estimativas do coeficiente intertemporal (
) ou custo de ajustamento do capital
humano menos qualificado foram entre 0,75 e 0,92. O menor valor foi obtido quando
considerado as variáveis salários e capital humano qualificado como endógenas e as demais
(importação, exportação, grau de abertura econômica e produto) como estritamente exógenas,
Tabelas B4 e B5. O maior valor foi obtido quando consideramos todas as variáveis como sendo
estritamente exógenas, Tabelas B1 – B3. Neste caso, os custos maiores de ajustamento estão
associados à especificação de endogeneidade/exogeneiade e não às especificações de maior ou
menor abertura comercial. Portanto, o coeficiente altera devido a um viés e não devido a uma
política de maior grau de abertura econômica.
Estes resultados indicam também que o custo de ajustamento do capital humano menos
qualificado pode ser superior ao qualificado, ou seja, a contratação de pessoas menos qualificada
implica em custos superiores aos dos qualificados. A explicação pode estar associada à oferta
maior e crescente de capital humano mais qualificado, enquanto que menos qualificado vem
decaindo, conforme Figura 2. Este resultado é compatível com Dias e Dias (2011) que
encontraram uma elasticidade intertemporal negativa para a razão pessoas qualificadas e menos
qualificadas.
As estimativas dinâmicas nos quais consideram a questão de variáveis omitidas e os
efeitos fixos dos estados, Tabelas B3 – B5, indicam uma elasticidade do salário do capital
humano (
) significante e entre -0,06 e -0,22. No entanto, a elasticidade cruzada do salário do
capital humano mais qualificado (
) não demonstrou ser significante. Neste caso, as quedas
salariais do capital humano mais qualificado não o levam a substituir capital humano menos
qualificado.
A elasticidade do produto ( ) sempre significante e positiva implica que o crescimento
econômico dos estados é uma fonte de curto e longo prazo para a demanda de capital humano
menos qualificado. Este resultado em conjunto com o anterior para capital humano qualificado
quer dizer que o crescimento econômico não implica em demanda exclusiva para um tipo de
capital humano. Esta elasticidade esteve entre 0,11 e 0,22.
27
A elasticidade associada à importação ( ) não foi consistentemente significativa. No
entanto o sinal sempre se apresentou como sendo negativo. Ainda que não conclusiva, o
resultado da Tabela B3 implica que as importações não beneficiaram a contratação de pessoas
menos qualificadas também. O grau de abertura econômica não apresentou qualquer grau de
significância, o que implica em dizer que em geral os resultados indicam que o crescimento das
importações e/ou importações nos estados no curto e longo prazo não afetam demanda por
pessoas menos qualificadas.
Outro resultado que sobressai é a significância em todas as estimativas da elasticidade
cruzada do capital humano qualificado (
). Esta oscilou entre -0,006 e -0,009, ainda que
pequena indica que o aumento da oferta de capital humano qualificado leva a substituir capital
humano menos qualificado no curto prazo. Este processo de substituição está mais associado à
qualidade do capital humano do que seu custo (salário), uma vez que a elasticidade salarial
cruzada não demonstrou ser significante.
3.4 Resumos dos Resultados de Curto e longo prazo
A seguir apresentaremos uma tabela com os resultados de longo prazo das elasticidades.
As mesmas foram calculadas com base nos valores médios obtidos com as estimativas dinâmicas
e usando o método GMM-SYS, Tabelas A3 - A5 e B3 – B5. As elasticidades de longo prazo
equivalem a multiplicar as mesmas por 1/(1- ) e 1/(1- ). Para que apresentemos somente um
resultado foi utilizado o valor médio das estimativas obtidas das elasticidades intertemporais,
Tabelas A3-A5 e B3-B5, como sendo
= 0,726 e
=0,796. O mesmo procedimento foi
realizado para obtenção das elasticidades médias de curto prazo.
Tabela 6: Resultados de Curto e Longo Prazo: Capital Humano Qualificado
θ1
EMCP -0,360*** 0,0246 0,297*** -0,046*** 0,021 -0,0035 -0,00035***
EMLP -1,094
0,089
1,084
-0,167
0,076 -0,0127 -0,00127
Fonte: Calculado pelo autor.
Onde EMCP- elasticidade média de curto prazo e EMLP – elasticidade média de longo
prazo, sendo θ1 a elasticidade do grau de abertura econômica. No longo prazo as elasticidades do
salário e do produto demonstram-se muito próximas da unitária, ou seja, em termos estatísticos
não diferem de 1. Assim, os aumentos de salários reais do capital humano qualificado tendem a
produzir redução de demanda na mesma proporção no longo prazo, ou seja, a demanda é muito
sensível ao nível de salário real deste capital humano. A implicação de longo prazo é de duas
28
naturezas. A restrição de oferta de capital humano qualificado no longo prazo tende a aumentar
os níveis de salários reais na mesma proporção. Enquanto que o aumento na oferta deste tende a
produzir resultado inverso e na mesma proporção nos salários reais, ambos são endógenos.
Portanto, uma política restritiva de qualificação de capital humano terá como resultado aumento
generalizado de salários reais e queda na demanda por este tipo de capital humano.
O efeito salário pode ser reduzido com o crescimento econômico. Maiores taxas de
crescimento dos estados tendem a demandar de forma proporcional ao seu crescimento capital
humano qualificado. Isto quer dizer que o crescimento econômico de longo prazo precisa ser
atendido na mesma proporção com uma política de formação de pessoas qualificadas nos
estados. Caso esta política não se realize poderá haver restrição a este crescimento, uma vez que
o capital humano qualificado não é substituído por capital humano menos qualificado.
Tabela 7: Resultados de Curto e Longo Prazo: Capital Humano Menos Qualificado
θ2
EMCP -0,117*** 0,0280 0,185*** -0,0061 0,0042 -0,0067*** -0,000006
EMLP
-0,573
0,137
0,906
-0,0030 0,0205
-0,0328
0,0000294
Fonte: Calculado pelo autor.
De acordo com a Tabela 7, as elasticidades de curto e longo prazo são inelásticas, sendo a
do produto ( ) a que mais se aproxima da elasticidade unitária no longo prazo. Portanto, o
crescimento do produto é o que mais influencia a demanda por capital humano menos
qualificado. Assim, no longo prazo o crescimento econômico irá demandar capital humano
menos qualificado, mas caso haja restrição na sua oferta, a elasticidade de substituição
significante do capital humano mais qualificado indica que o mesmo poderá ser substituído pelo
mesmo. Em síntese, o crescimento da demanda por capitais humanos de longo prazo somente
será restringido caso haja redução na oferta dos mesmos, em especial o capital humano
qualificado.
O efeito das variações nos salários é equivalente ao seguinte: a redução/aumento nos
salários reais equivale a um aumento/redução na demanda de aproximadamente a metade da
percentagem da redução/aumento ocorrido nos salários.
Com relação ao papel do setor exportador e importador, a principal conclusão é que as
elasticidades de longo prazo das importações e exportações são muito pequenas e não exercem
efeito significante sobre a demanda por capitais humanos. Isto implica em dizer que os setores
29
exportadores e importadores da economia dos estados não exercem influência signficativa na
demanda por capital humano qualificado ou menos qualificado, no curto e longo prazo.
4.0 Conclusão
A revisão dos modelos teóricos que consideram custos de ajustamentos indica a
necessidade de uma especificação que considere as interrelações entre os diferentes capitais
humanos na economia em nível agregado. A decisão de contratar capital humano mais
qualificado implica em redução na demanda, ainda que pequena, de capital humano menos
qualificado, de acordo com os resultados econométricos. A demanda por capital humano
qualificado no longo prazo demonstrou ser muito sensível aos custos de ajustamento/contratação
e aos salários reais. A demanda por capital humano menos qualificado possui custo de
ajustamento superior, mas os salários reais não são determinantes. Para ambos o crescimento do
produto dos estados é a principal fonte de demanda de curto e longo prazo.
Dado que as elasticidades do produto e do salário de longo prazo são próximas da
unitária, a restrição da oferta de capital humano qualificado implica em aumentos de salário real
e queda na sua demanda. Considerando ainda que o mesmo não possa ser substituído por capital
humano menos qualificado nas estimativas, isto pode implicar em redução futura do produto.
Este fato cria um ciclo negativo cumulativo, onde a redução da oferta de capital humano
qualificado implicaria em maiores salários e queda na sua contratação que resultaria em menor
quantidade de produto que acabaria gerando ainda mais queda na demanda por capital humano
qualificado até a sua oferta se ajustar ao mercado. Como a oferta depende de uma política
educacional, estes resultados sugerem a implantação de uma política educacional de formação
universitária mais incisiva no longo prazo para evitar restrição de oferta que comprometa a
dinâmica do emprego de capital humano qualificado.
As importações demonstraram ser negativa para o capital humano qualificado. Resultado
similar ao encontrado no México e contrário aos verificados pelos estudos em nível micro no
Brasil. Contudo, o aumento das importações exerceria uma retração de menor proporção na
demanda devida sua elasticidade ser negativa e pequena. Esta queda de demanda por capital
humano qualificado não seria substituída por capital humano menos qualificado, uma vez que as
importações não exercem qualquer influência na demanda deste último.
As exportações, por seu lado, não demonstraram possuir qualquer influência na demanda
dos capitais humanos. Quando considerado a abertura comercial dos estados, variável conjunta
30
de importação e exportação, esta não demonstrou exercer também qualquer influência de curto e
longo prazo na demanda por capitais humanos.
Em suma, os resultados indicam que no período avaliado os setores externos das
economias dos estados não ajudaram a aumentar a demanda por capitais humanos nos estados
brasileiros. A substituição de capital humano qualificado por menos qualificado foi comprovada,
mas não está associado à questão salarial e/ou internacional. Neste caso, o fator que pode
explicar esta substituição estaria em nossa visão no diferencial de qualidade dos capitais que
reflete na produtividade.9 E por último, o alto custo de ajustamento de contratação de capitais
humanos nos estados sugere que se faça uma revisão urgente nas leis trabalhistas brasileira
visando minimizar a carga tributária sobre o emprego.
9
Veja Dias et all (2010).
31
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33
ANEXOS
Ano
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
2008
2009
Quadro A1 – Evolução do Capital Humano Qualificado: 1997-2009
Média (%)
Valor inferior (%)
Valor superior (%)
8,73
7,94
9,52
9,06
8,20
9,92
9,34
8,50
10,17
9,52
8,74
10,31
9,70
8,91
10,50
10,11
9,26
10,96
11,11
10,21
12,01
10,94
10,05
11,83
11,58
10,63
12,53
12,38
11,45
13,31
13,59
12,64
14,53
14,74
13,77
15,72
15,87
14,86
16,88
Fonte: Cálculo do autor a partir das PNADs 1997 – 2009.
Quadro A2 – Evolução do Capital Humano Menos Qualificado: 1997-2009
Ano
Média (%)
Valor inferior (%)
Valor superior (%)
1997
75,79
74,26
77,33
1998
76,11
75,16
78,05
1999
76,81
75,56
78,06
2000
76,93
75,77
78,08
2001
77,03
75,93
78,14
2002
77,93
76,90
78,96
2003
77,28
76,28
78,28
2004
77,40
76,45
78,35
2005
77,39
76,47
78,30
2006
77,61
76,78
78,43
2007
76,86
76,20
77,52
2008
75,99
75,28
76,69
2009
75,65
74,86
76,43
Fonte: Cálculo do autor a partir das PNADs 1997 – 2009.
34
Tabela A1 – Painel Dinâmico: Variáveis Estritamente Exógenas
(Correção da Autoregressividade e Heterocedasticidade Geral dos Painéis)
Dependente: Logaritmo do Capital humano Qualificado (
)
Tabela A2 – Painel Dinâmico: Variáveis Estritamente Exógenas II
(Correção da Autoregressividade e Heterocedasticidade Específica dos Painéis)
Dependente: Logaritmo do Capital humano Qualificado (
)
(1)
0.847***
[30.92]
(2)
0.857***
[31.02]
(3)
0.821***
[28.51]
(1)
0.855***
[39.96]
(2)
0.862***
[41.47]
(3)
0.831***
[44.72]
-0.165**
[-2.54]
-0.146**
[-2.26]
-0.198***
[-2.76]
-0.164***
[-3.73]
-0.166***
[-3.82]
-0.199***
[-4.42]
-0.0118
[-0.32]
-0.0199
[-0.55]
-0.0123
[-0.32]
0.0288
[1.30]
0.0236
[1.07]
0.0143
[0.65]
0.180***
[5.34]
0.163***
[4.70]
0.207***
[5.64]
0.153***
[6.13]
0.143***
[5.69]
0.189***
[7.68]
-0.0185***
[-2.69]
-0.0345***
[-3.31]
-0.0477***
[-3.39]
-0.0116**
[-2.16]
-0.0211***
[-3.02]
-0.0382***
[-4.61]
0.0218**
[2.05]
0.0427***
[3.16]
0.0144**
[2.02]
0.0355***
[4.40]
-0.0137
[-1.26]
-0.00394
[-0.57]
0.0136
[0.66]
0.0189
[0.81]
-0.0186
[-0.92]
-0.0252
[-1.00]
-0.0144**
[-2.31]
-0.000528
[-0.11]
0.0216*
[1.75]
0.0159
[1.14]
-0.0253**
[-2.08]
-0.0150
[-0.92]
0.00308
[0.15]
0.000175
[0.09]
Constante
0.000786
[0.39]
0.601*
0.553*
[1.81]
[1.68]
Observações
297
297
Dummies: Tempo
Sim
Sim
AR(1) = ρ
-0,0409
0,0490
R2
0,993
0,994
Obs: t - estatisticas entre parênteses * p < 0,10, ** p < 0,05, *** p < 0,01.
-0.000436
[-0.03]
-0.000634
[-0.28]
0.750**
[2.00]
270
Sim
0,0417
0,993
Constante
-0.00101
[-0.74]
-0.000183
[-0.13]
-0.00212
[-1.47]
0.594***
[2.58]
297
Sim
0.614***
[2.72]
297
Sim
0.775***
[3.23]
270
Sim
Observações
Dummies: Tempo
Número de coeficientes de
autocorrelação (ρ)
27
27
Obs: t - estatisticas entre parentheses: * p < 0,10, ** p < 0,05, *** p < 0,01.
27
Tabela A3 – Painel Dinâmico: Sistema de Equações - Variáveis Endógenas*
(Método dos Momentos Generalizados – GMM - SYS)
Dependente: Logaritmo do Capital humano Qualificado (
)
Tabela A4 – Painel Dinâmico: Sistema de Equações - Variáveis Endógenas*
(Método dos Momentos Generalizados – GMM - SYS)
Dependente: Logaritmo do Capital humano Qualificado (
)
(1)
0.738***
[16.93]
(2)
0.743***
[16.66]
(3)
0.743***
[16.29]
(1)
0.735***
[12.18]
(2)
0.733***
[12.82]
(3)
0.730***
[12.44]
-0.192**
[-2.52]
-0.192**
[-2.46]
-0.200***
[-2.63]
-0.456***
[-2.76]
-0.436***
[-2.66]
-0.448**
[-2.32]
-0.0250
[-0.46]
-0.0294
[-0.55]
-0.0246
[-0.46]
0.0195
[0.30]
0.00979
[0.17]
0.0245
[0.40]
0.289***
[6.21]
0.284***
[5.95]
0.289***
[5.76]
0.326***
[6.47]
0.300***
[5.96]
0.318***
[6.64]
-0.0304***
[-5.43]
-0.0351*
[-1.95]
-0.0298**
[-1.97]
-0.0521***
[-3.83]
-0.0558***
[-3.40]
-0.0780***
[-3.50]
0.00550
[0.28]
0.0172
[0.58]
0.0297***
[2.86]
0.0455***
[3.10]
-0.0202
[-0.91]
0.0136
[1.35]
0.0373*
[1.81]
0.0313
[1.51]
-0.0250
[-1.38]
-0.0208
[-0.80]
-0.0116
[-0.79]
0.00881
[0.43]
0.0144
[0.61]
0.0273
[1.05]
-0.0170
[-0.77]
-0.0140
[-0.53]
0.00213
[0.12]
-0.00606
[-1.40]
Constante
-0.00562
[-1.28]
0.717
0.716
[1.33]
[1.32]
Observações
297
297
Dummies: Tempo
Sim
Sim
AR(1)
0,0086
0,0085
AR(2)
0,830
0,801
Sargan - teste
0,615
0,571
t - estatisticas entre parênteses * p < 0,10, ** p < 0,05, *** p < 0,01.
-0.00609
[-0.31]
-0.00584
[-1.36]
-0.00102
[-0.17]
0.737
[1.40]
270
Sim
0,0099
0,768
0,568
Constante
-0.00111
[-0.19]
1.877*
1.965**
[1.83]
[2.01]
Observações
297
297
Dummies: Tempo
Sim
Sim
AR(1)
0,0115
0,009
AR(2)
0,745
0,692
Sargan - teste
0,999
0,999
Obs: i) t – estatisticas entre parênteses * p < 0.10, ** p < 0.05, *** p < 0.01.
c)
(*) Variáveis endógenas:
,
,
e
.
36
-0.00175
[-0.27]
1.909*
[1.65]
270
Sim
0,007
0,585
0,999
Tabela A5 – Painel Dinâmico: Sistema de Equações – Grau de Abertura Econômica
(Gae)
(Método dos Momentos Generalizados – GMM - SYS)
Dependente: Logaritmo do Capital humano Qualificado (
)
Gaet
(1)
0.708***
[10.99]
(2)
0.707***
[10.83]
(3)
0.702***
[11.28]
-0.438***
[-2.67]
-0.431***
[-2.63]
-0.455**
[-2.26]
0.0290
[0.49]
0.0232
[0.38]
0.0365
[0.73]
0.292***
[4.42]
0.288***
[4.29]
0.292***
[4.70]
-0.000357**
[-2.55]
-0.000370**
[-2.56]
-0.000352
[-1.47]
0.000139
[1.25]
0.000488***
[2.92]
Gaet-1
Gaet-2
(1)
0.902***
[44.55]
(2)
0.898***
[43.70]
(3)
0.873***
[40.19]
-0.0419
[-1.62]
-0.0468*
[-1.76]
-0.0589**
[-2.06]
0.00749
[0.23]
0.00416
[0.13]
-0.000359
[-0.01]
0.0970***
[4.74]
0.102***
[4.87]
0.125***
[5.54]
-0.00906**
[-2.05]
-0.00530
[-0.79]
-0.0149
[-1.56]
-0.00512
[-0.74]
-0.00651
[-0.77]
0.0118
[1.55]
-0.000412**
[-2.41]
-0.00208
[-0.35]
Constante
Tabela B1 – Painel Dinâmico: Variáveis Estritamente Exógenas
(Correção da Autoregressividade e Heterocedasticidade Geral dos Painéis)
Dependente: Logaritmo do Capital Humano Menos Qualificado (
)
-0.00270
[-0.45]
1.860*
1.962*
[1.76]
[1.83]
Observações
297
297
Dummies: Tempo
Sim
Sim
AR(1)
0,0121
0,0117
AR(2)
0,745
0,729
Sargan - teste
0,999
0,999
Obs: i) t estatisticas entre parênteses * p < 0,10, ** p < 0,05, *** p < 0,01.
ii) Variáveis endógenas:
,
,
e
.
0.00198
[0.54]
-0.00353
[-0.57]
2.115
[1.57]
270
Sim
0,0147
0,642
0,999
-0.00338
[-0.29]
-0.00369
[-0.31]
0.00601
[0.52]
0.0126
[0.90]
-0.00499
[-0.42]
-0.00750***
[-4.09]
Constante
-0.00734***
[-4.00]
0.182
0.222
[0.73]
[0.89]
Observações
297
297
Dummies: Tempo
Sim
Sim
AR(1) = ρ
-0,071
-0,056
R2
0,998
0,998
t – estatisticas entre parentheses * p < 0,10, ** p < 0,05, *** p < 0,01.
37
-0.00872***
[-4.54]
0.271
[1.05]
270
Sim
-0,045
0,998
Tabela B2 – Painel Dinâmico: Variáveis Estritamente Exógenas II
(Correção da Autoregressividade e Heterocedasticidade Específica dos Painéis)
Dependente: Logaritmo do Capital Humano Menos Qualificado (
)
(1)
(2)
(3)
0.922***
[64.96]
0.921***
[63.85]
0.908***
[58.88]
-0.0268*
[-1.72]
-0.0266*
[-1.66]
-0.0260
[-1.47]
-0.00623
[-0.32]
-0.00737
[-0.38]
-0.0174
[-0.83]
0.0801***
[5.70]
0.0826***
[5.68]
0.0940***
[6.30]
-0.00966***
[-3.62]
-0.00835**
[-2.29]
-0.0125**
[-2.36]
-0.00234
[-0.62]
-0.00127
[-0.26]
Tabela B3 – Painel Dinâmico: Sistema de Equações - Variáveis Endógenas
(Método dos Momentos Generalizados – GMM - SYS)
Dependente: Logaritmo do Capital Humano Menos Qualificado (
)
(1)
0.886***
[32.02]
(2)
0.882***
[31.98]
(3)
0.862***
[32.97]
-0.0563*
[-1.83]
-0.0615*
[-1.90]
-0.0700**
[-2.29]
0.00469
[0.20]
0.0000890
[0.00]
-0.00433
[-0.16]
0.111***
[3.94]
0.116***
[4.06]
0.136***
[5.01]
-0.00901**
[-2.55]
-0.00442
[-1.04]
-0.0144***
[-2.69]
-0.00659
[-1.37]
-0.00706
[-1.08]
0.0114
[1.41]
0.00576
[1.37]
0.00111
[0.46]
0.00782
[1.13]
0.00789
[1.01]
-0.00662
[-0.96]
-0.00500
[-0.55]
0.00235
[0.55]
-0.00413
[-0.54]
-0.00438
[-0.66]
0.00746
[1.05]
0.0145
[1.61]
-0.00566
[-0.64]
-0.00248
[-0.33]
-0.00631***
[-5.18]
-0.00645***
[-5.22]
-0.00756***
[-5.81]
0.217
[1.47]
297
Sim
0.209
[1.41]
297
Sim
0.250
[1.51]
270
Sim
-0.00796***
[-5.00]
Constante
Constante
Observations
Dummies: Tempo
Número de Coeficientes de
Autocorrelação
27
27
Obs: t- estatisticas entre parênteses * p < 0.10, ** p < 0.05, *** p < 0.01
-0.00768***
[-4.88]
0.261
0.308
[1.23]
[1.37]
Observações
297
297
Dummies: Tempo
Sim
Sim
AR(1)
0.0188
0.0180
AR(2)
0.488
0.596
Sargan - teste
0,553
0,443
Obs: t- estatisticas entre parênteses * p < 0,10, ** p < 0,05, *** p < 0,01.
27
38
-0.00897***
[-5.34]
0.341*
[1.77]
270
Sim
0.0156
0.608
0,466
Tabela B4 – Painel Dinâmico: Sistema de Equações - Variáveis Endógenas*
(Método dos Momentos Generalizados – GMM - SYS)
Dependente: Logaritmo do Capital humano Qualificado (
)
(1)
0.757***
[10.63]
(2)
0.758***
[10.97]
(3)
0.750***
[11.08]
-0.219***
[-2.71]
-0.214***
[-2.75]
-0.225***
[-2.79]
0.0418
[0.82]
0.0371
[0.74]
0.0360
[0.59]
0.215***
[2.99]
0.217***
[3.07]
0.214***
[3.26]
0.00451
[0.77]
0.00383
[0.72]
0.00124
[0.16]
-0.00256
[-0.43]
-0.00481
[-0.76]
Tabela B5 – Painel Dinâmico: Sistema de Equações – Grau de Abertura Econômica
(Gae)
(Método dos Momentos Generalizados – GMM - SYS)
Dependente: Logaritmo do Capital humano Menos Qualificado (
)
Gaet
-0.00488
[-0.53]
-0.00814
[-0.74]
0.00520
[0.66]
0.0128
[1.07]
Constante
-0.00603**
[-1.99]
0.769
0.751*
[1.64]
[1.69]
Observations
297
297
Dummies: Tempo
Sim
Sim
AR(1)
0,008
0,009
AR(2)
0,490
0,517
Sargan - teste
0,999
0,999
Obs: i) t – estatisticas entre parênteses * p < 0.10, ** p < 0.05, *** p < 0.01.
iii)
(*) Variáveis endógenas:
,
,
e
.
(3)
0.759***
[10.64]
0.758***
[10.49]
0.752***
[10.13]
-0.218***
[-2.82]
-0.217***
[-2.72]
-0.221***
[-2.80]
0.0475
[0.96]
0.0473
[0.95]
0.0331
[0.67]
0.218***
[3.13]
0.219***
[3.15]
0.224***
[3.07]
0.0000394
[0.46]
0.0000228
[0.36]
-0.0000738
[-0.90]
0.0000188
[0.18]
0.0000965
[1.00]
Gaet-2
0.0000452
[0.54]
-0.00606**
[-1.96]
Constante
-0.00622**
[-2.07]
0.708*
0.704*
[1.69]
[1.69]
Observações
297
297
Dummies: Tempo
Sim
Sim
AR(1)
0,009
0,009
AR(2)
0,463
0,457
Sargan - teste
0,999
0,999
t – estatisticas entre parênteses * p < 0,10, ** p < 0,05, *** p < 0,01.
-0.00163
[-0.14]
-0.00604*
[-1.93]
(2)
Gaet-1
0.00887
[1.03]
-0.000772
[-0.09]
(1)
-0.00579*
[-1.68]
0.856*
[1.84]
270
Sim
0,008
0,571
0,999
39
-0.00634*
[-1.81]
0.824**
[2.16]
270
Sim
0,010
0,435
0,999