SOFISTICAÇÃO DAS EXPORTAÇÕES, CRESCIMENTO ECONÔMICO E CONVERGÊNCIA DE RENDA NOS ESTADOS BRASILEIROS ENTRE 2000 E 2011

Thiago Fernandes Ladeira1

Leonardo Chaves Borges Cardoso2

ResumoO presente trabalho propõe analisar a dinâmica da renda real per capita em paridade do poder de compra (ppc) dos estados brasileiros conjuntamente com a evolução de outros determinantes do crescimento econômico, com destaque para o papel da sofisticação produtiva, com a finalidade de investigar a hipótese de convergência de renda. Para tanto, a mensuração de indicadores de sofisticação das exportações estaduais brasileiras e a sua utilização em equações de crescimento econômico e convergência de renda servirão aos objetivos propostos. Os resultados apontam para a existência de processo de convergência de renda quando controlado para outros fatores de determinação do crescimento do produto per capita. Com uma velocidade de convergência de renda relativamente moderada, cujo período de meia-vida pode exceder três décadas, o referido processo tem permitido a redução das disparidades sociais e econômicas entre os estados brasileiros, ainda que pese a possibilidade de distintos estados estacionários quando são confrontados os estados do norte e do sul do país. Adicionalmente, a medida de sofisticação das exportações utilizadas no trabalho, mostrou-se significante e positiva, implicando em relevância da sofisticação dos produtos exportados por cada estado para a sua respectiva taxa de crescimento da renda per capita.

Palavras-chave: sofisticação das exportações; convergência; crescimento.

Classificação JEL: F1; O1; R1.

AbstractThe present paper aims to analyze the dynamics of the real per capita income at purchasing power parity (ppp) of the brazilian states jointly with the evolution of other determinants of economic growth, in special the productive sophistication role in order to investigate the hypothesis of income convergence. To do so, the measurement of sophistication indicators of brazilian states exports and their use in absolute and conditional convergence equations will serve the proposed objectives. The results point to the existence of a process of income convergence when controlled for other factors determining per capita product growth. With a relatively moderate rate of convergence of income, whose half-life may exceed three decades, the aforementioned process has allowed the reduction of social and economic disparities between the Brazilian states, although the possibility of different stationary states when they are confronted the northern and southern states of the country. In addition, the measure of sophistication of the exports used in the work, showed to be significant and positive, implying in the relevance of the sophistication of the products exported by each state to its respective growth rate of per capita income.

Key-words: exports sophistication, convergence, growth.

JEL Classification: F1; O1; R1.

Área 5 – Economia Internacional

1 Mestrando em Economia Aplicada da Universidade Federalde Viçosa (UFV). E-mail: fernandesladeira@hotmail.com2 Professor do Departamento de Economia e do Programa de Pós-Graduação em Economia Aplicada da Universidade Federal de Viçosa (UFV). E-mail: leonardocardoso005@gmail.com

1. Introdução

Países se tornam o que eles produzem (HAUSMANN; HWANG; RODRIK, 2007, p. 2, tradução nossa). É sob este imperativo que a atual abordagem da sofisticação produtiva busca compreender as intrincadas relações que se dão entre a estrutura de produção, o crescimento econômico e o desenvolvimento de países e regiões.

Neste sentido, novas investidas na agenda de pesquisa econômica têm buscado relacionar diretamente o desempenho produtivo em termos da sofisticação dos produtos de exportação com as condições materiais da população, em contraposição às ideias presentes na economia desde Smith e Ricardo, segundo as quais cada região deve preferir a especialização à diversificação. Sendo essa especialização produtiva determinada pelos ganhos de comércio em Smith, vantagens comparativas em Ricardo, ou abundância de recursos produtivos nos Modelos de Heckscher-Ohlin.

Apesar de não constituir matéria genuinamente pioneira, estudos recentes demonstram a estreita correlação existente entre estrutura produtiva e indicadores de desenvolvimento social e econômico da população, no que se destaca o nível de renda per capita e a disparidade de sua distribuição (HARTMANN et al., 2016, 2017).

Com efeito, autores de afiliação estruturalista já se ocupavam das reflexões sobre industrialização e desenvolvimento econômico desde a primeira metade do século passado, discutindo as relações existentes entre a transformação estrutural da economia, o desempenho econômico subsequente e a participação do Estado neste processo (LEWIS, 1954; ROSENSTEIN-RODAN, 1943).

Entretanto, o simples conhecimento da relação entre industrialização e crescimento econômico não responde de forma automática se este fenômeno é capaz de promover distribuição de renda ou dirimir concentrações pré-existentes. Kuznets (1955), em seu trabalho seminal sobre industrialização e desigualdade, postulou que em seus primeiros estágios de desenvolvimento a industrialização promove uma desigualdade crescente de renda até determinado ponto onde a mesma estabiliza-se e passa, então, a apresentar trajetória declinante nas etapas mais maduras do processo; trata-se da famosa curva de desigualdade em formato de “U” invertido.

Contudo, Fajnzylber (1990) pondera que este processo pode não seguir uma trajetória inequívoca tal como disposta na hipótese de Kuznets. Para o autor, nações atrasadas padecem de uma relativa incapacidade de assimilar o progresso técnico gerado nos países centrais, dificultando, com isso, o caminho da transformação estrutural de um setor arcaico e agrícola para uma matriz industrial avançada, com uma possível descompressão de disparidades econômicas e sociais.

No caso brasileiro, somam-se ao atraso econômico em relação aos países desenvolvidos, flagrantes desigualdades regionais que tornam o país um mosaico de condições materiais e humanas das mais diversas. Se ao final do século XX, as regiões sul e sudeste apresentavam dados de participação no PIB da ordem de 80%, as regiões norte e nordeste combinadas contribuíam com apenas 17% (NASSER, 2000).

Diante disso, a indagação dos motivos que levaram a um quadro econômico tão desproporcional, bem como se existe alguma tendência de arrefecimento dessas desigualdades no longo prazo, constitui tema relevante para os estudos regionais brasileiros.

Com esse intuito, o presente trabalho pretende, a partir de regressões para dados em painel do tipo cross-country, verificar, de foma associada, se existem evidências de: i) impacto positivo da sofisticação das exportações sobre o crescimento econômico de longo prazo; e ii) presença de um processo em curso no país de convergência de renda per capita com consequente redução das disparidades regionais, considerando a utilização de variáveis de controle usuais na literatura, além do já citado indicador de sofisticação produtiva.

Para tanto, além desta breve introdução, a pesquisa é composta das seguintes seções: i) referencial teórico abrangendo os temas do crescimento econômico e sua relação com a dinâmica da desigualdade social, além da abordagem da sofisticação produtiva como tentativa de mensurar a intensidade tecnológica de produtos de exportação; ii) revisão de literatura empírica no que tange às evidências do papel desempenhado pela estrutura produtiva no processo de desenvolvimento e; iii)

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metodologia que apresenta o modelo teórico ajustado para comportar o indicador de sofisticação na equação de convergência, além das fontes dos dados utilizados e suas estatísticas descritivas.

Na sequência, são apresentados os resultados e as discussões cabíveis para que, então, alguns apontamentos sejam considerados à guisa de conclusão.

2. Referencial teórico

2.1 A relação entre crescimento e desigualdade

Atualmente, a contribuição atribuída à acumulação de capital físico e humano para o processo de crescimento da renda ocupa posição central na literatura econômica.

Para os teóricos do desenvolvimento, o progresso social não pode prescindir da mudança estrutural que caracterizou o processo de industrialização nos países avançados (HIRSCHMAN, 1958; MYRDAL, 1957; NURKSE, 1957; PERROUX, 1967; ROSENSTEIN-RODAN, 1943).

O debate que envolve o processo de desconcentração de renda em concomitância com o crescimento econômico tem suas raízes em Kuznets (1955). Para este autor, forças distintas caracterizam o comportamento da desigualdade no decurso do crescimento. Pelo lado da poupança, elemento indispensável ao investimento, somente as classes mais ricas têm capacidade de poupar e, com isso, auferir rendas financeiras sobre o recurso poupado, agravando as condições de repartição da renda.

Por outro lado, nos estágios limiares de industrialização, a discrepância na distribuição de renda entre e intra setores produtivos pode apresentar diferentes tendências conforme os deslocamentos iniciais da atividade econômica do setor agrícola para o industrial vão ocorrendo.

Em consequência, essas observações levaram Kuznets (1955) à formalização da já citada hipótese do “U invertido” para a relação entre crescimento econômico e distribuição de renda, no sentido de que a concentração de renda tende a se elevar nos estágios iniciais de industrialização. Dado que ainda que persista uma inequidade de renda mais ampla no interior do setor não agrícola, o aumento generalizado de rendimentos desse setor em comparação com o setor agrário reduz sistematicamente a desigualdade geral da economia.

De forma similar, Fajnzylber (1990) aponta que a modernização, tanto da agricultura quanto do setor industrial, age no sentido de equalizar produtividades relativas, fazendo com que as desigualdades esmoreçam entre os setores e no interior deles. Depois de atingidas condições razoáveis de equidade de renda, estas condições estimulam o crescimento pela via de criação de um padrão de consumo compatível com uma taxa mais elevada e eficiente de investimento produtivo (FAJNZYLBER, 1990).

Considerando que as transformações estruturais repercutem positivamente também sobre o setor exportador e dado ser o setor externo um dos vetores do crescimento econômico, principalmente de nações em vias de desenvolvimento, um resultado esperado desse circuito virtuoso entre o aprimoramento tecnológico das exportações e a expansão do produto é uma possível correlação direta entre essas variáveis.

Neste sentido, diversos trabalhos têm evidenciado que as vantagens do comércio internacional advêm principalmente do aprimoramento tecnológico dos produtos exportados quando comparado com o simples incremento de preços e quantidades (HAUSMANN, HWANG, RODRIK, 2007; MINONDO, 2010; RODRIK, 2006).

Em outro estudo cujo objetivo foi definir os determinantes do aprimoramento tecnológico das exportações, Zhu e Fu (2013) consideraram a teoria Hecksher-Ohlin do comércio internacional que pressupõe que um país exporta mercadorias para as quais a dotação relativa de fatores permite operar com custos relativos de produção inferiores.

Além disso, assumindo a existência de dois setores na economia, um tradicional (terra-intensivo) e outro moderno (capital-intensivo), a resolução do modelo pressupõe uma especialização produtiva na direção do fator de produção mais abundantemente disponível. Em outras palavras, em situações de comércio internacional, uma vocação agrícola surgiria

3

naturalmente para os países tecnologicamente atrasados e com grande quantidade de terra disponível para exploração econômica.

Os resultados encontrados pelos autores indicam que incrementos positivos na razão capital-trabalho favorecem o aprimoramento da sofisticação produtiva das exportações, pelo menos em países de rena média ou alta. Por outro lado, valores elevados da relação terra-trabalho impactam negativamente a sofisticação das exportações.

2.2 Os indicadores de sofisticação produtiva

Medir com eficiência o nível de sofisticação tecnológica de produtos tem sido um desafio considerável para estudiosos do tema. Partindo do trabalho de Michaely (1984), o pressuposto elementar presente no citado trabalho e em pesquisas posteriores considera que a sofisticação de um bem corresponde a uma média ponderada da renda real per capita dos países que o exportam. Nesse sentido, assume-se que bens de alta (baixa) sofisticação são produzidos, majoritariamente, em países de renda média elevada (reduzida). Sendo assim, a ponderação a ser atribuída a cada bem específico consiste no peso que o produto considerado representa nas exportações totais do país. Ou seja, o indicador de sofisticação proposto por Michaely (1984, apud HUBER, 2017) assume a seguinte forma:

mi ck=∑j

Y j( x jk

∑j

X jk )⏟ψk

(1)

Onde Y j representa a renda média per capita do país j, x jk é o valor real das exportações do

bem k pelo país j e ∑j

X jk corresponde ao somatório do valor real de todas as exportações do país j

. Diante disso, conforme a oferta internacional de um dado bem se concentra nas exportações de países desenvolvidos (alta renda per capita), o termo de ponderação ψk tende à unidade e, com isso, o indicador de sofisticação atribuído se eleva.

Por outro lado, caso a mercadoria seja produzida de forma dispersa entre países avançados e em desenvolvimento, o somatório das rendas per capita ponderadas resultará em valores intermediários.

Por fim, a oferta de bens concentrada em países subdesenvolvidos (baixa renda per capita) significa mercadorias com baixo índice de sofisticação.

Contudo, o indicador se mostra sensível ao tamanho relativo dos países considerados em seu cômputo (HAUSMANN, HWANG, RODRIK, 2007; HUBER, 2017). No intuito de reduzir as distorções próprias do indicador de Michaely (1984), Hausmann, Hwang e Rodrik (2007) propuseram a ponderação da renda per capita utilizando o cálculo da Vantagem Comparativa Revelada (RCA, na sigla em inglês), dando origem ao indicador de sofisticação “∏ Y K”:

∏ Y k=∑j (

x jk

X j

∑j ( x jk

X j ))⏟ωk

Y j (2)

Cuja forma preserva a ideia de ponderar a renda média per capita pela participação relativa de cada país j na oferta do bem k na determinação do índice de sofisticação do produto. Todavia, o termo de ponderação ωk expressa a RCA do país j, o que “assegura que o tamanho do país não

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distorce o [nosso] ranking de produtos” (HAUSMANN; HWANG; RODRIK, 2007, p. 10, tradução nossa).

Adicionalmente, o nível de produtividade geral associado à pauta de exportação de um dado país, pode ser definido como uma média ponderada do indicador “∏ Y K”, ou seja:

expY jt=∑k

x jkt

X jt.∏ Y k (3)

Onde (∑k

x jkt

X jt) representa o valor da participação dos produtos nas exportações totais em um

determinado período de tempo.

2.3 A transformação produtiva e o desenvolvimento econômico

As teorias tradicionais do crescimento econômico e do comércio internacional pouco consideraram o padrão de especialização produtiva e as restrições tecnológicas como um obstáculo analítico (HECKSCHER, 1919; OHLIN, 1952; RICARDO, 1817/1983; SMITH, 1776/1983). Em decorrência disso, os ganhos advindos da especialização comercial orientada pela dotação relativa de fatores de produção além do acesso irrestrito à melhor prática tecnológica disponível proporcionaria aos países atrasados as condições necessárias para o desenvolvimento observado nos países centrais.

Consequentemente, ao restringir a oferta internacional de bens e serviços àqueles intensivos em mão de obra e recursos naturais, países subdesenvolvidos alcançariam a prosperidade econômica por mera pressuposição de atendimento ao princípio da eficiência.

Por outro lado, países abundantes em capital (físico e humano), tais como os países hoje avançados, deveriam concentrar sua produção em mercadorias e serviços intensivos neste tipo de fator, tais como produtos industriais sofisticados. No entanto, ao negligenciar a importância do tipo de mercadoria exportada para o desempenho econômico geral, pode ser perdido um valioso fundamento para a causa da desigualdade de renda entre países e regiões (HAUSMANN; HWANG; RODRIK, 2007).

Em face do exposto, este trabalho buscará, em associação com abordagens de mensuração da intensidade tecnológica de mercadorias, preencher a lacuna que persiste sobre a função da sofisticação produtiva no desempenho econômico, buscando avançar no entendimento dos determinantes do crescimento e das desigualdades regionais.

3. Revisão de literatura

Pesquisas relacionadas a processos de convergência de renda nos estados brasileiros podem ser encontradas, por exemplo, em Azzoni (2001), Ferreira e Diniz (1995), Gondim, Barreto e Carvalho (2007) e Zini (1998). No geral, os resultados encontrados apontam para a não rejeição da hipótese de β-convergência3, seja ela incondicional ou controlada para determinantes específicos do crescimento.

As razões apontadas para a aparente redução das desigualdades regionais vão desde a universalização das obras de infraestrutura (FERREIRA; DINIZ, 1995) até a reversão de processos migratórios e de concentração da atividade industrial no estado de São Paulo (DINIZ, 1993).

No que se refere à experiência internacional, destacam-se o trabalho de Barro e Sala-i-Martin (1991) sobre a convergência de rendas estaduais para os Estados Unidos, com os autores indicando a existência de evidências a favor da convergência condicional.

3 Conforme definido por Barro e Sala-i-martin (1995) como sendo o processo pelo qual regiões mais pobres tendem a crescer mais rápido que regiões ricas de forma que as regiões pobres tendem a alcançar as regiões mais ricas em termo de produto per capita.

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Em outro estudo regional contemplando, por sua vez, a economia chinesa, Chen e Fleisher (1996) apresentam evidências a favor de um processo de convergência condicional entre as províncias chinesas quando controlado para, além das bem conhecidas acumulações de capital físico e humano, o investimento estrangeiro direto e a localização costeira.

Ainda que abrangentes, as investigações precedentes não levaram em consideração o papel desempenhado pela sofisticação produtiva na dinâmica do crescimento econômico para o caso brasileiro. Entretanto, Jarreau e Poncet (2012), no contexto das províncias chinesas, investigaram, inter alia, como a sofisticação das exportações afeta o crescimento econômico regional em equações de convergência considerando o mensurador EXPY (HAUSMANN; HWANG; RODRIK, 2007) como covariável. Sob a hipótese de que regiões que produzem bens mais sofisticados tendem a crescer mais rápido, os autores encontraram evidências que suportam a participação positiva da densidade tecnológica dos bens de exportação para o crescimento econômico subsequente.

4. Metodologia

4.1 Modelo analítico

A presente pesquisa tem como arcabouço teórico o modelo analítico semelhante ao proposto por Hausmann, Hwang e Rodrik (2007) que intenta determinar como a trajetória temporal do padrão de especialização produtiva afeta a dinâmica de crescimento do produto em função desta especialização, não só pelo papel desempenhado pelas forças das vantagens comparativas locais, mas também pelo processo de descobrimento da estrutura de custos de novos negócios que redundam em aumentos de sofisticação produtiva.

Seguindo Hausmann, Hwang e Rodrik (2007), Jarreau e Poncet (2012) e Poncet e Waldemar (2013) propuseram equações de crescimento controladas por variáveis explanatórias de uso frequente na literatura em associação com a evolução de indicadores de sofisticação e complexidade econômica. O modelo apresentado pelos autores permite testar se regiões que experimentam aprimoramentos produtivos no sentido de ofertar no comércio mundial mercadorias com uso progressivamente maior de intensidade tecnológica tendem a crescer mais rápido e sustentar níveis mais elevados de renda per capita que regiões menos avançadas dentro desta perspectiva (JARREAU; PONCET, 2012).

De forma similar, analisaremos as possíveis relações existentes entre crescimento econômico, convergência de renda e sofisticação produtiva dos estados brasileiros conforme o modelo a seguir especificado:

cresc i , t=β0+β1 cres c i ,t−1+β2 ln ( y i , t−1)+β3 ln (exp y i , t−1)+¿β4 ln(inves t i ,t−1)+β5 ln (h c i ,t−1)+β6 ln (aber t i ,t −1)+εi ,t (4)

Onde, considerando que todas as varáveis estão expressas na forma de logaritmos naturais, cres c i , trepresenta o crescimento do PIB per capita do estado i no período t , y i ,t−1 é o nível de PIB per capita do estado i no período t−1 e expy é a medida de sofisticação das exportações, invest é a taxa de investimento per capita, hc é a acumulação de capital humano, aberté o grau de abertura comercial do estado, representado pela razão das exportações sobre o PIB, e ℇ i , t é o resíduo não explicado pelo modelo para o estado i no período t .

Assim sendo, o principal foco do trabalho será concentrar nos sinais e na significância estatística dos coeficientes β2 e β3. No primeiro caso, um valor negativo e significativo do coeficiente indicará a presença de convergência de renda entre os estados brasileiros e, no segundo caso, um valor positivo e significativo do coeficiente sinalizará uma contribuição positiva da sofisticação produtiva para o crescimento econômico subsequente.

Com o intento de corrigir possíveis endogeneidades causadas pela presença de efeitos fixos individuais, faremos uso do estimador System-GMM (ARELLANO, BOVER, 1995; BLUNDELL,

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BOND, 1998) que permite, mesmo na presença de raízes unitárias, instrumentalizar adequadamente as variáveis explicativas do modelo ao utilizar diferenças defasadas como instrumento da equação em nível e a equação diferenciada é instrumentalizada pela série defasada.

4.2 Fonte de dados e estatísticas descritivas

As séries de dados utilizadas no presente trabalho são de fontes secundárias e foram obtidas, majoritariamente, no sítio eletrônico do Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA)4, todas em periodicidade anual e compreendidas no período entre 2000 e 2011. São elas: “PIB Estadual per capita” corrigida pelo índice de paridade do poder de compra (ppc) em dólares americanos de 2005; “População residente - 1º de julho – estimativas”, para o cálculo do crescimento populacional; “Despesa de capital - investimento – estadual”, para construção da variável de investimento como proporção do PIB per capita; “Frequência escolar - pessoas 15 a 17 anos - frequentando 2º grau ou com mais de 8 anos de estudo” para representar a acumulação de capital humano. Como as séries aludidas apresentam omissão para o ano de 2010, foi procedida a interpolação de valores para este período, na intenção de completar o painel de dados.

Finalmente, para o cômputo do indicador EXPY e do grau de abertura da economia, representado pela razão entre o valor total das exportações e o PIB real, os valores e quantidades por unidade da federação foram extraídos do banco de dados “DATAVIVA”5 que compila, por sua vez, dados de produtos exportados classificados pelo Sistema Harmonizado (SH) da Secretaria de Comércio Exterior (SECEX).

Visando o deflacionamento dos valores correntes das exportações, foi utilizada a série “Exportações - preços - índice (média 2006 = 100)” da Fundação Centro de Estudos do Comércio Exterior (FUNCEX) e disponibilizado pelo IPEA.

Os sinais esperados para cada variável, de acordo com as respectivas características de entrada nos modelos e com o referencial teórico e empírico, estão relacionados no Quadro 1:

Quadro 1. Sinal esperado das variáveis

Variável Referencial Sinal esperadoMnemônico Descrição

pibppc PIB real per capita em paridade dopoder de compra.

Teórico: Baumol (1986).Empírico: Azzoni (2001).Ferreira e Ellery Júnior, (1995). Negativo

expy Sofisticação das exportações.

Empírico: Hwang e Rodrik (2007).Jarreau e Poncet (2012). Positivo

invest Acumulação de capital físico.

Teórico: Solow (1956).Empírico: Figueirêdo, Noronha e Andrade (2003). Positivo

hc Acumulação de capital humano.

Teórico: Mankiw, Romer e Weil (1992)Empírico: Gondim, Barreto e Carvalho (2007).

Positivo

abert Grau de abertura comercial.

Empírico: Hwang e Rodrik (2007).Jarreau e Poncet (2012). Positivo

crescpop Crescimento populacional Teórico: Solow (1956)Empírico: Bleaney e Figueirêdo

Negativo

4 Disponível em: <www.ipeadata.gov.br> 5 Disponível em: <http://dataviva.info/pt/>

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(2002)

Fonte: elaboração própria dos autores.

Dadas as especificidades da economia do Distrito Federal, e para evitar possíveis distorções na análise, suas observações foram excluídas da amostra.

Para introduzir a análise estatística e econométrica do trabalho, apresentamos a tabela de correlações e estatísticas descritivas das variáveis do modelo:

Tabela 1 - medidas de correlações

Variável cresc pibppc expy invest hc abert crescpopcresc 1.0000pibppc -0.0113 1.0000expy -0.0367 0.9204** 1.0000invest 0.0547 0.4271** 0.3725** 1.0000hc 0.1385** 0.6800** 0.6851** 0.4593** 1.0000abert 0.2156** 0.2128** 0.2290** 0.2503** 0.3714** 1.0000crescpop -0.1551** -0.0874 -0.0649 -0.2301** -0.0873 -0.1813** 1.0000Fonte: dados da pesquisa. ** p<0.05

Com exceção da correlação existente entre pibppc e a variável expy, essenciais para a compreensão do problema investigado, todos os demais coeficientes se encontram dentro de limites necessários para evitar a influência de multicolinearidade.

Em seguida, a Tabela 2 traz as estatísticas sumárias dos dados:

Tabela 2 - estatísticas descritivas

Variável Média Desv.Pad. Mínimo Máximo Observaçõescresc Total -0,0114506 0,0494252 -0,1379585 0,1147652 N = 312

Entre painéis 0,0082823 -0,0213198 0,0107799 n = 26Intra painel 0,0487512 -0,1350725 0,1056547 T = 12

pibppc Total 9.539,507 4.117,453 3.839,574 22.205,93 N = 312Entre painéis 4.121,41 4.228,161 18.784,73 n = 26Intra painel 753,7806 7.843,419 12.960,7 T = 12

expy Total 9.723,489 2.112,536 5.375,772 14.814,46 N = 312Entre painéis 2.110,783 6.907,875 14.168,89 n = 26Intra painel 406,1894 8.191,386 12.811,19 T = 12

invest Total 222,8178 219,0429 11,98824 1578,768 N = 312Entre painéis 164,7785 88,04336 711,8142 n = 26Intra painel 147,6082 -294,1222 1089,771 T = 12

hc Total 42,80144 13,4763 9,61754 74,028 N = 312Entre painéis 11,22204 24,86909 68,21903 n = 26Intra painel 7,754412 9,147194 58,981 T = 12

abert Total 0,057601 0,082851 0,00026 0,660964 N = 312Entre painéis 0,05048 0,003114 0,182302 n = 26Intra painel 0,066379 -0,09056 0,536263 T = 12

crescpop Total 0,0145384 0,0126699 -0,022788 0,0826864 N = 312Entre painéis 0,0068371 0,0049615 0,032515 n = 26Intra painel 0,0107439 -0,0226559 0,0726322 T = 12

Fonte: dados da pesquisa.

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As informações trazidas pelas estatísticas descritivas sumarizam as variações dos valores das variáveis tanto entre quanto intra estados. Em relação ao PIB per capita anual em paridade do poder de compra, o valor médio global foi de R$ 9.539,51, com mínimo de R$ 3.839,57, no Maranhão, e máximo de R$ 22.205,93, em São Paulo. A respectiva taxa média de crescimento do PIB per capita em paridade do poder de compra foi de -1,14%, variando entre a mínima de -13,8%, no Rio de Janeiro, e a máxima de 11,5%, em Rondônia, no período de 2000 a 2011.

Quando avaliado o valor médio por estado, o comportamento é o que segue: o maior valor, R$ 18.784,73, pertence ao estado de São Paulo, ao passo que o menor, R$ 4.228,16, foi registrado no estado do Piauí. As taxas de crescimento apresentaram o seguinte desempenho: taxa mínima de -2,13% no Rio de Janeiro, e máxima de 1,08%, em Rondônia, no mesmo período considerado.

Adicionalmente, para ilustrar a distribuição percentual das exportações por estado brasileiro, bem como a composição da pauta exportadora de Alagoas e Santa Catarina, respectivamente - alguns dos parâmetros utilizados no cálculo da sofisticação produtiva - apresentamos as figuras 1, 2 e 3:

Figura 1

Fonte: Dataviva

Figura 2

Fonte: Dataviva

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Figura 3

Fonte: Dataviva

De acordo com as figuras anteriores, no período entre 2000 e 2010, é possível perceber uma forte concentração das exportações brasileiras nos estados do sudeste (Figura 1). Na Figura 2, destaca-se a falta de diversidade da pauta de exportações alagoanas, amplamente apoiada no comércio de açúcar. Em contraste, as vendas externas da economia catarinense, representadas na Figura 3, demonstram uma razoável pulverização dos produtos de exportação, incluindo tanto produtos agrícolas quanto manufaturas.

Por fim, para destacar a forte correlação existente entre o indicador de sofisticação EXPY e o logaritmo natural do PIB per capita, em função da própria metodologia de cálculo, reportamos através da figura 4 o fato de que estados ricos (pobres) tendem a exportar produtos que também são exportados por outros estados ricos (pobres):

Figura 4. Correlação EXPY – ln(pibppc)

ac

al

am

ap

ba

ce

es

go

ma

mgmsmt

pa

pb

pe

pi

pr

rj

rn

rorr

rssc

se

sp

to

88.

59

9.5

10

8.8 9 9.2 9.4 9.6 ln(expy)

ln(pib)

Fonte: dados da pesquisa

10

Conforme discutido anteriormente, a implicação decorrente da metodologia do indicador EXPY é uma interação direta entre a diversidade das exportações e o nível de renda per capita do estado.

5. Resultados e discussões

Nesta seção, apresentamos os resultados das regressões de crescimento e convergência de renda para painel sem considerar a variável de crescimento populacional que será utilizada para verificação de robustez dos resultados encontrados:

Tabela 3. Equação de crescimento e convergência

Variávelexplicativa

Variável dependente: taxa de crescimento da renda per capita(1) (2) (3) (4)

cresct-1 0,218*** 0,192 0,189*** 0,119*

(0,046) (0,129) (0,039) (0,059)ln(pibppc)t-1 -0,207*** -0,182*** -0,182*** -0,238***

(0,034) (0,033) (0,035) (0,038)ln(expy)t-1 0,278*** 0,215** 0,254** 0,189*

(0,092) (0,089) (0,107) (0,100)ln(invest)t-1 -0,001 -0,001 -0,007 0,001

(0,008) (0,007) (0,006) (0,009)ln(hc)t-1 0,034* 0,020 0,023 0,028

(0,018) (0,014) (0,014) (0,017)ln(abert)t-1 0,008 0,008* 0,003

(0,005) (0,005) (0,006)sul -0,031

(0,046)norte -0,075**

(0,035)constante -0,796 -0,377 -0,760 0,371

(0,550) (0,570) (0,855) (0,810)núm. inst. 26 22 24 28N 286 286 286 286hansen 25,719 24,903 25,279 25,513hansen (p-valor) 0,175 0,0512 0,065 0,182ar1 -4,591 -3,936 -4,611 -4,590ar1 (p-valor) 0,000 0,000 0,000 0,000* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.010

A tabela 3 traz os resultados da equação de convergência para os estados brasileiros no período compreendido entre 2000 e 2011. Os valores atribuídos ao coeficiente da renda defasada, (pibppc)t-1, entre -0,182 e -0,238, indicam a presença de processo de convergência sem, contudo, desprezar a possibilidade de erros de mensuração da variável (BARRO; SALA-I-MARTIN, 1995). Todavia, o resultado está de acordo com outros trabalhos sobre o tema, como, por exemplo, em Azzoni (2001) e Júnior, De Góes e Ferreira (1995).

De acordo com esses resultados, o processo de aproximação das rendas ocorre a uma velocidade média de convergência de 2,4%6, quando controlada para as outras variáveis explicativas do modelo. Essa velocidade apurada corresponde a um período de meia-vida de 28 de anos7.

6A velocidade de convergência pode ser obtida por meio da seguinte fórmula: λ=−ln (1+ β )T

, onde β=β2

1−β1.

7 Tempo necessário para que as desigualdades de renda sejam reduzidas pela metade. Corresponde ao valor de ln (2 )

λ.

11

Já a variável de sofisticação produtiva, expy, de interesse direto do presente estudo, apresentou sinal positivo e significativo, variando entre 0,189 e 0,278, demonstrando que estados que concentram a exportação de bens sofisticados tendem a crescer a taxas maiores.

A variável de investimento não obteve o sinal esperado nas primeiras três especificações, alterando para valor positivo no modelo (4). Contudo, todos os coeficientes foram estatisticamente não significativos. Com sinal significativo, apenas na primeira especificação, e positivo, em todos os modelos, conforme esperado, a variável de acumulação de capital humano, hc, obteve coeficientes estimados entre 0,020 e 0,034, indicando uma possível contribuição direta do indicador para o crescimento do produto.

Na sequência, o coeficiente associado ao grau de abertura da economia, abert, assumiu montante significativo apenas no modelo (3), com valores calculados entre 0,003 e 0,008, semelhantes aos resultados encontrados por Poncet e Waldemar (2013). Disso implica a participação positiva do nível de abertura comercial para o crescimento econômico subsequente.

No tocante às dummies de indicação regional, pode ser observado valor diverso ao esperado para os estados componentes das regiões sul e sudeste, variável sul, entretanto, o resultado apresentado não foi estatisticamente diferente de zero. Inversamente, para a dummy dos estados das regiões norte e nordeste o valor calculado foi significativo e com sinal negativo, indicando que quanto maiores (menores) forem as taxas de crescimento, maiores (menores) serão as desigualdades regionais, tudo o mais constante; fenômeno igualmente observado por Azzoni (2001).

5.1 Checagem da robustez

Para testar a robustez estatística dos resultados apurados, efetuamos a repetição dos modelos anteriormente desenvolvidos a partir da média de cada período de três anos (2000-2002, 2003-2005, 2006-2008 e 2009-2011) evitando, com isso, modelar elementos de curto prazo. De forma associada, a inclusão da variável de crescimento populacional, crescpop, testará para a robustez da significância estatística dos coeficientes estimados na seção precedente.

Os resultados calculados constam da tabela a seguir:

Tabela 4. Equação de crescimento e convergência (4 períodos x médias de 3 anos)

Variávelexplicativa

Variável dependente: taxa de crescimento da renda per capita(5) (6) (7) (8) (9)

cresct-1 -0,617*** -0,765*** -0,748*** -0,731*** -0,619***

(0,116) (0,118) (0,111) (0,106) (0,100)ln(pibppc)t-1 -0,170*** -0,146*** -0,123*** -0,115*** -0,191***

(0,038) (0,034) (0,032) (0,030) (0,032)ln(expy)t-1 0,242** 0,193** 0,169** 0,190** 0,223***

(0,093) (0,078) (0,069) (0,072) (0,066)ln(invest)t-1 0,018 0,019** 0,023** 0,021** 0,027**

(0,011) (0,009) (0,009) (0,010) (0,010)ln(hc)t-1 0,082*** 0,071*** 0,059** 0,055** 0,046**

(0,026) (0,022) (0,025) (0,025) (0,020)ln(abert)t-1 0,010*** 0,008*** 0,009*** 0,003

(0,003) (0,003) (0,003) (0,004)crescpop -0,713** -0,865*** -0,515

(0,286) (0,273) (0,331)sul -0,020

(0,019)norte -0,062

(0,039)constante -0,904* -0,595 -0,522 -0,765* -0,316

(0,466) (0,387) (0,329) (0,409) (0,499)núm. inst. 16 17 18 18 18N 78 78 78 78 78hansen 16,134 15,721 12,836 8,735 13,250

12

hansen (p-valor) 0,096 0,108 0,233 0,462 0,151ar1 -1,017 -0,831 -0,443 -0,499 -0,859ar1 (p-valor) 0,309 0,406 0,658 0,618 0,390* p<0.10, ** p<0.05, *** p<0.010

No geral, os resultados se mostraram favoráveis à convergência de renda e a significância estatística das demais variáveis de controle quando se consideram as médias trienais, fato que corrobora e reforça os achados anteriores. Neste sentido, não rejeitamos a hipótese de existência de convergência condicional de renda e impacto positivo da sofisticação produtiva para o crescimento econômico subsequente.

Tais resultados nos permitem fazer, ainda, as seguintes observações: os valores apurados dos coeficientes associados à renda defasada, variando entre -0,115 e -0,191, reafirmam que, coeteris paribus, a velocidade de convergência da renda no longo prazo, os valores calculados, correspondem a uma média de 2,3%.

Em relação às variáveis de controle, a significância estatística e os sinais atribuídos apresentaram o comportamento esperado e a relevância das mesmas para a determinação do crescimento pode ser avaliada de forma mais consistente que o quadro anteriormente apresentado.

A variável relativa ao investimento passou a assumir valores significativos e positivos a partir do modelo (6), com valores entre 0,018 e 0,027, indicando a contribuição positiva da acumulação de capital físico para o crescimento. O mesmo resultado pode ser observado para as variáveis de acumulação de capital humano, com valores mais que dobrados (de 0,046 a 0,082), e abertura comercial, que obteve, aproximadamente, os mesmo valores calculados anteriormente, 0,008, sendo que o último não foi estatisticamente diferente de zero na última especificação [modelo (9)].

Conforme esperado, a variável de controle crescpop assumiu valores significativos e com sinal negativo, perdendo significância apenas no modelo (9) indicando que o crescimento populacional impacta negativamente as taxas de crescimento da renda real per capita. As variáveis de localização geográfica não foram estatisticamente significativas e o sinal esperado ocorreu, apenas, para os estados do norte e nordeste.

Para fins de síntese e comparação, a tabela 5 traz os valores médios de velocidade de convergência e de elasticidade das variáveis de controle estatisticamente significativas para as regressões em bases anuais e trienais:

Tabela 5. Valores médios de velocidade de convergência e elasticidade das variáveis de controle estatisticamente significativas (%)

IndicadorBase

Interpretação+Anual Trienal

Veloc. conv. 2,44 2,32Taxa média de aproximação do nível das rendas per capita estaduais. Equivale a um período de meia vida de aprox. 30 anos.

expy 0,23 0,20

Para cada variação positiva (negativa) de 1% no nível de sofisticação das exportações, a taxa de crescimento da renda per capita aumenta (diminui) entre 0,20% e 0,23%.

invest NS 0,02Variações positivas (negativas) de 1% na taxa de investimento elevam (reduzem) a taxa de crescimento do produto per capita em aprox. 0,02%.

hc 0,34 0,62

A resposta da variação da taxa de crescimento da renda em função da variação de 1% no indicador de capital humano é diretamente proporcional e pode variar entre 0,34% e 0,6%, aproximadamente.

abert 0,008 0,009

Variações positivas (negativas) de 10% na razão entre exportações e PIB provocam aumentos (decréscimos) em torno de 0,1% na taxa de crescimento da renda per capita.

13

crescpop NA -0,79Aumentos de 1 p.p na taxa de crescimento populacional reduzem as taxas de crescimento do produto per capita em torno de 0,8%.

sul NS NS Coeficiente não significativo em nenhuma das especificações.

norte -0,07 NSSinaliza que quanto maiores (menores) forem as taxas médias de crescimento, maiores (menores) serão as desigualdades entre os estados da região sul e sudeste vis-à-vis os estados das regiões norte e nordeste.

Fonte: dados da pesquisa.

NS: não significativo. NA: não se aplica.

+ Todos os apontamentos descritos nesta tabela consideram variações nos valores médios das variáveis e que todos os demais condicionantes do crescimento permanecem

constantes.

6. Conclusão

Apesar de constituir matéria de reflexão antiga, os desenvolvimentos recentes de técnicas de mensuração da sofisticação produtiva de um determinado país ou região têm possibilitado incorporar essa dimensão qualitativa nas análises tradicionais dos determinantes do crescimento e da convergência de renda. Com isso, evidências favoráveis ao papel positivo da sofisticação de produtos para o crescimento econômico vêm permitindo confrontar a hipótese de irrelevância do padrão de especialização produtiva (HAUSMANN, HWANG, RODRIK, 2007; JARREAU, PONCET, 2012).

Neste sentido, o presente trabalho procurou demonstrar que o aprimoramento produtivo na direção de mercadorias cuja produção já se encontra relativamente concentrada em regiões que apresentam rendas per capita mais elevadas pode ser relevante para impulsionar o crescimento econômico quando controlado pela renda inicial e outras variáveis consideradas usuais na determinação do crescimento.

Em suma, para todos os cenários pesquisados, os resultados obtidos permitem não rejeitar a hipótese de presença de um processo de convergência de renda per capita entre os estados brasileiros e, ainda, da relevância da participação da sofisticação das exportações na determinação do crescimento econômico de cada estado, uma vez que a elasticidade representada pelo coeficiente β3 da equação (5) foi significativa inclusive após a verificação da robustez da variável.

Diante disso, ao constituir elemento de estímulo ao crescimento e de mitigação de disparidades econômicas regionais, a adoção de políticas industriais e de comércio exterior de fomento à transformação estrutural dos parques produtivos estaduais menos sofisticados pode condicionar um processo mais virtuoso e eficiente de crescimento econômico e convergência de renda, contribuindo, assim, para a construção de um país mais próspero e justo.

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