* Agradeço ao Prof. José da Silva Costa pela orientação dada durante a elaboração da

primeira versão deste artigo. Agradeço também aos Profs. Alfredo Marques e Elias Soukiazis

pela revisão exaustiva do mesmo e pelos relevantes comentários daí resultantes. Quaisquer

falhas que permaneçam são evidentemente da exclusiva responsabilidade da autora.

A Nova Geografia Económicana Perspectiva de Krugman:

Uma Aplicação às Regiões Europeias

Helena Marques*

1

1. INTRODUÇÃO

As últimas décadas assistiram ao aparecimento das chamadas "novas teorias": novas

teorias do comércio internacional, novas teorias do crescimento e, mais recentemente, nova

geografia económica. Estes corpos teóricos aparentemente distintos apresentam, contudo,

uma motivação comum, resultados e percursos semelhantes. O ponto de partida é o

explicitar do papel dos rendimentos crescentes e a consequente utilização de estruturas de

mercado mais realistas, com especial destaque para a concorrência imperfeita, através de

modelos – excessivamente – dependentes da forma funcional específica proposta por Dixit

e Stiglitz (1977).1 Os resultados obtidos caracterizam-se em geral pela existência de

equilíbrios múltiplos que justificam a intervenção governamental sob a forma de políticas

promotoras do crescimento e desenvolvimento, políticas comerciais ou políticas regionais.

Finalmente, as novas teorias surgiram após um período de estagnação nos respectivos

campos de estudo devido a impasses teóricos que os relegaram para segundo plano.

De entre as teorias consideradas, a nova geografia económica (NGE) é a mais

recente e simultaneamente a mais controversa. Martin (1999)2 argumenta que a NGE

enferma de dois principais problemas: não é nova e muito menos é geografia.

Simplesmente veste roupagens formais em ideias ampla e largamente debatidas. Segundo

os geógrafos, as preocupações com clusters de actividade e disparidades regionais não são

exclusivas dos economistas, e até o termo "geografia económica" seria uma apropriação por

parte da ciência económica. Martin e Sunley (1996) apontam as diferenças entre aquilo a

que chamam "economia geográfica" (NGE, diriam os economistas) e "geografia

económica". Em primeiro lugar, a última é conduzida por geógrafos e a primeira é

exclusiva dos economistas. Segundo, os economistas da NGE utilizam modelos formais,

enquanto que os geógrafos há muito os abandonaram, preferindo abordagens descritivas

que tenham em conta factores políticos, institucionais e sociais. Finalmente, a NGE utiliza

os mesmos modelos independentemente da escala geográfica de observação e por isso

apenas diz se há possibilidade de aglomeração, mas é incapaz de prever onde ocorrerá a

aglomeração, ou por que ocorre nuns locais e não noutros.

1 Ver página 5, expressões (1) e (2).2 Ron Martin, do departamento de geografia da Universidade de Cambridge, tem sido bastante crítico, por umlado, da apropriação por parte dos economistas dos conceitos geográficos em geral e, por outro lado, da NGEem particular. Ver The Economist, 13/19 de Março de 1999, pp. 104.

2

Não obstante criticarem a abordagem excessivamente matemática de problemas já

tratados pelos geógrafos de uma forma mais descritiva, Martin e Sunley (1996) enaltecem a

divulgação dada à "geografia económica" e a forma como têm sido recuperadas teorias

caídas em desgraça à custa da aplicação dos modelos de rendimentos crescentes e

concorrência imperfeita surgidos na organização industrial. Consideramos que o esforço de

modelização levado a cabo pelos teóricos da NGE não pode – e não deve – ser ignorado,

tanto mais quanto é inegável que tal esforço está no âmago da própria ciência económica há

mais de um século.3 Assim, na Secção 2 especial atenção é dedicada ao modelo de

mobilidade do trabalho de Krugman (1991). A escolha deste modelo justifica-se pelo facto

de, à escala regional, fazer todo o sentido postular a mobilidade dos factores de produção.

Consideramos ainda que os debates teóricos a nível regional são sobretudo questões

empíricas. Isserman (1996) chama a atenção para a ausência de estudos empíricos na NGE.

Esta lacuna deve-se provavelmente à complexidade geralmente apresentada pelos modelos

teóricos, que faz os seus autores optarem pela resolução numérica e simulação. Ora a

estimação econométrica parece-nos bem mais isenta do que a simulação. Neste sentido,

tentaremos promover o debate empírico nas Secções 3 e 4. Na Secção 3 proporemos uma

aplicação às regiões europeias baseada em Krugman (1991), discutindo a construção das

amostras utilizadas. Pensamos que este estudo tem as vantagens adicionais de descer ao

nível das NUTS II e de seguir uma metodologia baseada em dados em painel, e não cross-

section, como é habitual. Os painéis permitem incluir efeitos fixos regionais, manter a

componente temporal e ainda aumentar significativamente o número de observações. Na

Secção 4 apresentaremos os resultados empíricos, com especial destaque para o caso

português. A Secção 5 conclui.

2. MODELO TEÓRICO

Diversos autores têm tentado estabelecer tipologias da NGE, de entre eles Fujita e

Thisse (1996), Ottaviano e Puga (1998) e o próprio Krugman (1998). Os dois primeiros

propõem uma classificação baseada nos factores de aglomeração, enquanto o último

interessa-se sobretudo pela relação entre a NGE e as teorias da localização ou do comércio.

3 Pense-se no contributo dos neoclássicos do século passado relativamente às abordagens menos formalizadasdos primeiros economistas - os "clássicos".

3

Assim, Fujita e Thisse (1996) consideram três tipos de modelos de NGE de acordo

com o mecanismo de aglomeração em causa: externalidades, rendimentos crescentes ou

concorrência espacial. Como exemplo do primeiro tipo de modelos podemos apontar

Henderson (1974), baseado na definição de externalidades tecnológicas (Scitovsky 1954).

Contudo, esta abordagem nada diz sobre a forma como as forças de aglomeração se

relacionam com as condições da procura. O segundo grupo forma aquilo que poderia

chamar-se modelos de NGE em sentido estrito e divide-se em modelos urbanos (Fujita

1988) e modelos que demonstram a possibilidade de divergência regional (Krugman 1991,

Krugman e Venables 1990, 1995, 1996, Krugman 1993, Fujita e Krugman 1995, Venables

1996). Finalmente, os modelos de concorrência espacial tentam ultrapassar a ausência de

interacção estratégica na abordagem de Dixit-Stiglitz-Spence4 e decorrem da literatura

sobre políticas comerciais estratégicas.5

Krugman (1998) preocupa-se exclusivamente com os modelos de rendimentos

crescentes. Considera um grupo de modelos que relaciona a NGE com a teoria tradicional

da localização, na linha de Fujita e Krugman (1995), e outro que tenta usar a NGE para

contextualizar espacialmente o comércio internacional (Venables 1996).

Uma terceira sistematização é apresentada por Ottaviano e Puga (1998), que

distinguem quatro mecanismos de aglomeração: mobilidade do trabalho, ligações input-

output através de bens intermédios, acumulação dos factores e ligações inter-temporais,

história e expectativas. No fundo, estes mecanismos conduzem apenas a modelos de

divergência regional e, sob esta perspectiva, a classificação de Fujita e Thisse (1996) é a

mais completa.

Krugman e Venables (1990) tentaram estudar o impacto do processo de integração

europeia com base num argumento de centro-periferia: nem sempre os menores salários são

suficientes para compensar os custos de transporte, pois o centro tem maiores mercados,

economias externas e infra-estruturas e melhor acessibilidade. Dito de outra forma, as

condições da oferta não são suficientes para compensar as deficientes condições da procura.

A mobilidade do trabalho, associada a questões de procura, é central nos modelos de

divergência regional. No entanto, dadas as diferenças culturais e linguísticas existentes na

4 Ver página 5, expressões (1) e (2).5 Sobre as políticas comerciais estratégicas ver Dixit (1987) e Helpman e Krugman (1989).

4

Europa, provavelmente a mobilidade do trabalho nunca atingirá os níveis dos EUA. Por

outro lado, o modelo de Krugman e Venables (1990) prevê que, com fraca mobilidade do

trabalho, a flexibilidade salarial reduza a divergência entre taxas de crescimento. Mas os

salários na Europa não são flexíveis e, mesmo que fossem, é discutível que tal argumento

se verificasse, pois a queda dos salários iria reduzir a procura.

O modelo centro/periferia de Krugman (1991) baseia-se na interacção da procura,

rendimentos crescentes e custos de transporte, originando processos cumulativos que

conduzem à concentração geográfica da indústria e daí à existência de um centro

industrializado e de uma periferia agrícola. As empresas industriais tendem a localizar-se

na região com maior procura para usufruir de economias de escala e minimizar os custos de

transporte. No entanto, a própria localização da procura depende dos custos de transporte

(τ), das economias de escala (σ) e da percentagem de emprego industrial (µ), dando origem

a um processo de causalidade circular e cumulativa. Se a combinação dos valores destes

três parâmetros ultrapassar um dado limiar, cujo valor numérico depende dos valores

atribuídos aos parâmetros, as regiões divergem e o processo de divergência tornar-se-á

auto-sustentado.

O modelo de Krugman (1991) é estruturado em duas regiões (rica e pobre), dois

sectores (agrícola e industrial) e um factor de produção (trabalho), presente nos dois

sectores. O sector agrícola está isento de custos de transporte, sendo o preço dos bens

agrícolas o mesmo nas duas regiões e utilizado como numerário (igual a 1). Os custos de

transporte dos bens industriais incluem barreiras ao comércio entre regiões, isto é, são do

tipo iceberg, com τ a parte do bem que efectivamente chega ao destino.6 A mobilidade

do trabalho é parcial, uma vez que apenas os trabalhadores industriais podem deslocar-se

livremente entre regiões. A produção agrícola exibe rendimentos constantes à escala e está

sujeita à disponibilidade do factor fixo terra. Pelo contrário, o sector industrial exibe

rendimentos crescentes à escala, tendo interesse em localizar-se perto do maior mercado

para minimizar os custos de transporte. Esta análise distingue-se das de Christaller (1933) e

6 Ver Samuelson (1954). Com τ a parte do bem que efectivamente chega ao destino, o custo de transporte édado por 1-τ, sendo 0 < τ < 1. Desta forma não é necessário modelizar o sector dos transportes. Além disso,os custos de transporte são aqui vistos em sentido lato, incluindo não só custos de transporte físico, ligados àsinfra-estruturas, meios de transporte e distância, mas também barreiras ao comércio. Por isso, a integração fazdiminuir os custos de transporte ao esbater as barreiras ao comércio.

5

Lösch (1940) pelo facto de os produtos industriais serem alvo de procura por parte dos

sectores agrícola e industrial. Considera-se que as externalidades presentes no sector

industrial são do tipo pecuniário. O modelo baseia-se na função de utilidade dos

consumidores proposta por Dixit e Stiglitz (1977):

CC AMU

µµ −= 1(1)

com µ a parcela do rendimento gasta em bens industriais,CA o consumo do bem agrícola e

CM o consumo de um agregado de manufacturas dado por:

∑=

−=

−N

iicCM

1

1 1

σσ σ

σ

(2)

com N o número de produtos, que se supõe grande, e σ a elasticidade de substituição entre

bens manufacturados ( σ > 1). A condição de pleno emprego, em termos percentuais, é

dada por:

F1 + F2 + L1 + L2 = 1 (3)

com Fi e Li a percentagem de trabalhadores agrícolas e industriais, respectivamente, na

região i. A percentagem de trabalhadores industriais iguala a percentagem de despesa em

bens industriais:

L1 + L2 = µ (4)

Os preços (p) formam-se por mark-up sobre os custos, neste caso constituídos

apenas pelos salários (w):

wp ii

β

σσ

1−= (5)

Na hipótese de ausência de barreiras à entrada, os lucros serão zero no limite,

fazendo com que o output (x) seja:

( )βασ 1−=xi

(6)

com α os custos fixos e β os custos variáveis. Consequentemente, a proporção de bens

produzidos em dada região depende da proporção de trabalhadores industriais, isto é,

LL

nn

2

1

2

1 = (7)

Dadas as condições do modelo, se L1 = L2 teremos W1 = W2. No entanto, Krugman

mostra que é possível obter um resultado final em que uma região concentra todos os

6

trabalhadores industriais, isto é, L1 = µ e L2 = 0. Esta situação só poderá alterar-se se as

empresas localizadas na região 1 tiverem incentivos para se instalarem na região 2, isto é,

se:

τ µ−=>WW

VV

1

2

1

2 (8)

com Vi os rendimentos obtidos pela empresa representativa ao vender na região i e Wi o

salário na região i. W2 é o custo de transferir os trabalhadores de 1 para 2, uma vez que a

região 2 não possui trabalho industrial e, por hipótese, os trabalhadores agrícolas não

podem ser transferidos para a indústria. Logo, para haver deslocalização, é necessário que o

ganho relativo no rendimento seja superior ao custo relativo de transferência dos

trabalhadores. Logaritmizando:

ln V2 > ln V1 - µ ln τ (9)

Os rendimentos das empresas dependem dos parâmetros σ, τ e µ, que influenciam

diferenciadamente os efeitos de dimensão do mercado, concorrência e índice de preços

mencionados por Krugman. A Figura 1 mostra como aqueles três parâmetros interagem

para determinar o processo de aglomeração através destes três efeitos. Suponhamos que a

indústria está concentrada na região 1 e a região 2 não detém indústria.

FIGURA 1: FACTORES DE AGLOMERAÇÃO7

τ σ µEfeito concorrência - + ?Efeito índice de preços + ? -Efeito dimensão do mercado ? ? -

O primeiro efeito a considerar é o efeito de concorrência, determinado por τ e σ,

não sendo influenciado por µ. Quanto mais elevado o parâmetro σ mais perto estamos da

concorrência perfeita, isto é, menores são as economias de escala, logo mais provável é que

empresas da região 1 se instalem na região 2. Por outro lado, quanto maior τ menores os

custos de transporte (1-τ), logo menores os incentivos à instalação na região 2.

O segundo efeito a ter em conta é o efeito índice de preços. Se considerarmos a

hipótese pouco realista de os trabalhadores se deslocarem para a região 2, os bens que

7 O sinal + (-) significa aumento (diminuição) do valor dos parâmetros e ? traduz ausência de variação ouvariação de sentido desconhecido.

7

consomem têm que ser exportados para essa região, de forma a assegurar a manutenção dos

padrões de consumo. Quanto maior a despesa com produtos manufacturados µ maiores são

os custos de deslocação dos trabalhadores, logo o incentivo à deslocação para a região 2 é

menor. Um τ elevado significa baixos custos de transporte (1-τ), logo o preço dos produtos

exportados para a região mais pobre é menor.

Finalmente, de acordo com o efeito de dimensão do mercado é vantajoso estar

próximo dos consumidores. Maior µ significa maior procura e portanto as empresas não

têm incentivo para abandonar o mercado de maior dimensão, pois esta é necessária para ser

possível beneficiar de economias de escala.

Assim, duas possibilidades surgem. Se o rácio de salários reais variar inversamente

com a percentagem de trabalhadores industriais, sempre que uma região acumular maior

força de trabalho há migrações com destino à outra, originando convergência. Se o rácio de

salários reais variar no mesmo sentido da percentagem de trabalhadores industriais, as

migrações para a região mais rica tornam-se auto-sustentadas e gera-se divergência, pois a

migração provoca a concentração da procura. O resultado final será determinado pelas

vantagens iniciais, tais como a maior densidade populacional inicial ou as melhores infra-

estruturas de transportes. Neste contexto, a mobilidade dos factores tende a aumentar as

disparidades e a integração, ao promover essa mobilidade, é uma força de divergência.

Contudo, o modelo apresenta algumas falhas importantes: não considera o capital como

factor de produção, apenas o trabalho;8 não tem em conta a existência de desemprego nem

o facto de a produtividade do trabalho não ser a mesma em diferentes regiões. Além disso,

embora o processo de aglomeração, uma vez iniciado, se torne auto-sustentado, o impulso

inicial que lhe dá origem permanece inexplicado.

3. MODELO EMPÍRICO E DADOS

Nesta secção é apresentado um estudo empírico sobre um conjunto de regiões

europeias (NUTS II) com base no modelo de Krugman (1991). Privilegiamos este modelo

relativamente àqueles que supõem a imobilidade do trabalho, uma vez que a nível regional

propriamente dito faz mais sentido admitir uma maior mobilidade do factor trabalho. Neste

8 Baldwin e Forslid (1998) incluíram o capital no modelo de Krugman (1991), obtendo resultados idênticos.

8

modelo, o salário relativo pode aumentar ou diminuir, de acordo com a importância relativa

de três efeitos contraditórios. Por um lado, o efeito de dimensão do mercado: os salários

tenderão a ser mais elevados nas regiões com mercado de maiores dimensões (força de

divergência). Por outro lado, o grau de concorrência: nas regiões com menos indústria há

menor concorrência entre os trabalhadores e por isso os salários podem manter-se a um

nível mais elevado (força de convergência). Finalmente, o efeito índice de preços: as

economias de escala e os menores custos de transporte farão baixar o índice de preços da

região mais populosa e mais industrializada, pelo que os salários reais nesta região tendem

a aumentar relativamente à outra (força de divergência).9

Da interacção destes três efeitos resultam duas possibilidades. Se o rácio de salários

reais variar inversamente com a percentagem de trabalhadores industriais, sempre que uma

região acumular maior força de trabalho há migrações com destino à outra e o diferencial

salarial esbate-se, originando convergência. Se o rácio de salários reais variar no mesmo

sentido da percentagem de trabalhadores industriais, as migrações para a região mais rica

tornam-se auto-sustentadas e gera-se divergência.10 Contudo o modelo apresenta algumas

hipóteses pouco realistas: o trabalho é o único factor de produção, a produtividade é

idêntica para todos os trabalhadores, existe pleno emprego. Se o desemprego fosse

considerado, a redução do número de trabalhadores numa região não significaria

necessariamente o seu aumento simétrico na outra.

Neste estudo empírico pretendemos testar directamente as remunerações do factor

trabalho, menos móvel do que o capital, e para o qual a adaptação a novas realidades é mais

custosa. Utilizamos dados em painel11 e não puramente cross-section, como tem sido feito

nos estudos empíricos da convergência regional. Digamos que não medimos apenas a

diferença entre o ponto de partida e o ponto de chegada, mas também o percurso efectuado

entre cada um. Adicionalmente descemos ao nível das NUTS II, enquanto a maior parte dos

9 Este último efeito teórico é completamente contrafactual. Se é verdade que os salários reais tendem a sersuperiores nas regiões mais desenvolvidas, isto acontece porque nelas os salários nominais são muito maiselevados e não porque o índice de preços seja mais baixo. Pelo contrário, o custo de vida é superior nasregiões mais desenvolvidas. Provavelmente nos fenómenos de concentração as condições da procura (maiordimensão do mercado) são mais determinantes do que as condições da oferta (economias de escala ou custosde transporte). Daí que nas regiões que concentram a actividade económica o saldo final seja a subida doíndice de preços.10 É de notar que esta é uma abordagem simplificada do problema da migração, pois há que ter em conta adinâmica da procura, as oportunidades de trabalho e níveis de produtividade.11 Ver Hsiao (1991).

9

estudos empíricos sobre regiões europeias utiliza dados ao nível das NUTS I. Este

comentário é particularmente relevante no caso de Portugal, pois apenas à escala das NUTS

II é possível diferenciar as regiões portuguesas, já que o país como um todo é uma NUT I.

As equações estimadas12 são as seguintes:

Wit/W1t = α + β1 (EI)t + β2 (TI)t + β3 (CICLOS)t + εt (1)

Wit/W1t = α + β1 (EI)t + β2 (TI)t + β3 (DE)t + β4 (PR)t + εt (2)

com W o salário nominal na região i (ou na região líder 1), EI a percentagem de população

empregue na indústria, TI a taxa de inflação (nacional), CICLOS uma variável dummy que

representa os ciclos económicos, DE a taxa regional de desemprego e PR a produtividade

regional do trabalho industrial (PIB regional sobre número de trabalhadores industriais). A

equação (1) foi utilizada para períodos anteriores a 1986, enquanto a equação (2)

corresponde aos períodos posteriores a 1986.13

Justificaremos mais pormenorizadamente a inclusão de cada uma destas variáveis

nas nossas equações. Antes de mais, Krugman no seu modelo teórico considera apenas duas

regiões, logo o rácio de salários em causa definir-se-á como o rácio "salário da região

1/salário da região 2". No entanto, na UE trabalhamos com n regiões. Dewhurst e Mutis-

Gaitan (1995) e Armstrong (1995b) medem o PIB per capita regional em relação ao valor

da região líder, supostamente o mais próximo do steady-state, que é desconhecido.

Seguimos este procedimento, definindo o rácio salarial para a região i como "salário da

região i/salário da região líder", sendo a região líder aquela que apresenta o índice salarial

mais elevado.14 Assim, este rácio é não superior a um e qualquer factor que contribua para

o seu aumento é uma força de convergência, enquanto qualquer factor que faça diminuir tal

rácio é uma força de divergência.

12 As equações (1) e (2) foram estimadas através de OLS com efeitos fixos. Estes efeitos foram introduzidosatravés de variáveis dummy regionais, pretendendo capturar o facto de as regiões não serem homogéneas.Neste aspecto seguimos Abraham e Van Rompuy (1995).13 A excepção é a estimação feita para as regiões portuguesas. O Quadro 2 mostra os resultados para ambas asequações (1) e (2) no período 1986/95.14 As regiões líderes utilizadas foram Hamburgo (Alemanha) para as regiões europeias e Lisboa e Vale doTejo para as regiões portuguesas.

10

No presente trabalho, a relação entre a percentagem de mão-de-obra empregue na

indústria e o rácio salarial decorre do modelo de Krugman (1991). Um coeficiente β1

negativo significa que uma maior percentagem de trabalho industrial conduz a um menor

rácio salarial, logo à divergência das remunerações. Neste caso, o efeito de concorrência

superioriza-se aos efeitos de dimensão do mercado e de índice de preços, levando o rácio de

salários a variar negativamente com a percentagem de mão-de-obra industrial. Se, pelo

contrário, o coeficiente β1 for positivo, obteremos convergência das remunerações.

Abraham e Van Rompuy (1995) estudaram a resposta dos salários (rendimentos do

trabalho) reais a choques nacionais e regionais na taxa de desemprego e produtividade do

trabalho. Uma vez que o modelo de Krugman é incompleto ao não considerar a existência

de desemprego ou as diferenças regionais de produtividade, e seguindo Abraham e Van

Rompuy (1995), incluímos estas duas variáveis na equação (2).

Armstrong (1995a) utiliza a equação de Barro e Sala-i-Martin (1992), incluindo

variáveis estruturais (percentagem da agricultura e da indústria no PIB ou emprego

iniciais). Os seus resultados sugerem uma considerável variabilidade na velocidade de

convergência em diferentes períodos. A convergência tende a flutuar com os ciclos

económicos, sendo mais rápida durante as fases de expansão e mais lenta durante as

recessões, pois acredita-se que durante os períodos de recessão os mecanismos automáticos

de convergência, tal como as migrações interregionais, e os mecanismos políticos, tal como

apoios financeiros, falham, originando divergência. Por esta razão, é importante ter em

conta os ciclos económicos e isolar os seus efeitos sobre os rácios salariais. Na equação (1),

a variável CICLOS é uma dummy que toma o valor um para 1977/79, 1986/90 e 1994/95 e

é zero para 1980/85 e 1991/93. Na equação (2) a inclusão da taxa de desemprego apresenta

a vantagem adicional de esta servir como proxy para a medição dos ciclos económicos, no

que se refere à influência destes sobre o mercado do trabalho.

A inclusão da taxa de inflação decorre também de Krugman (1991), uma vez que os

trabalhadores reagem aos diferenciais de salários reais e não nominais. Aliás, pelo mesmo

motivo, esta variável foi considerada por Abraham e Van Rompuy (1995). No período

analisado, posterior a 1977,15 o comportamento da inflação provou ser algo independente

15 Os dados disponíveis apenas abrangiam o período posterior a 1977.

11

dos ciclos económicos, como pode ser constatado pelo desaparecimento da relação de

Phillips. Daí o isolamento da inflação não causar problemas relevantes de

multicolinearidade.

Devido à fragmentação da base de dados regional disponível para as regiões

europeias16 foi necessário subdividir a análise em várias amostras, cada uma delas

abrangendo um período de tempo tão alargado quanto permitido pelos dados existentes.

Assim, utilizámos cinco amostras, que integram regiões ao nível das NUTS II pertencentes

a diferentes países europeus, a saber:

AM 1 (1977/85) - Alemanha, Espanha, Itália, Reino Unido

AM 2 (1986/95) - Alemanha, Espanha, Itália, França, Portugal, Suécia, Reino Unido

AM 3 (1986/93) - Alemanha, Espanha, Suécia

AM 4 (1986/91) - Alemanha, Espanha, Suécia, Reino Unido

AM 5 (1977/89) - Alemanha, Espanha, Itália, Reino Unido

Para analisar a convergência destas regiões seria vantajoso utilizar séries

temporalmente longas. No entanto, devido ao fraccionamento e falta de harmonização já

referidos, apenas foram distinguidos dois períodos base, 1977/85 (AM 1) e desde 1986

(AM 2 a AM 4). Esta demarcação decorre dos resultados de Molle (1994) e Emerson et al

(1992) e foi possibilitada pelas estatísticas existentes. Após 1986 foi possível incluir dados

para mais três países: França, Portugal e Suécia. Contudo, as séries relativas à mão-de-obra

industrial assalariada nas regiões de Itália, França, Portugal e Suécia não estavam

disponíveis até 1995, daí ter sido usada a mão-de-obra industrial total como proxy a fim de

prolongar a análise até 1995 (AM 2). Nas amostras AM 3 e AM 4 evitámos o uso desta

proxy restringindo a amostra AM 3 e AM 4 aos países com dados até 1993 e 1991,

respectivamente. A amostra AM 5 é simplesmente uma extensão temporal de AM 1,

ignorando a divisão inicial dos períodos e aproveitando a existência de dados até 1989.

Além disso, a produtividade e o desemprego regionais foram incluídas apenas em AM2,

AM3 e AM4, uma vez que não foi possível encontrar dados anteriores a 1986. Em AM1 e

AM5 incluímos a dummy CICLOS.

16 Base de dados REGIO, Comunidades Europeias, 1998.

12

Além da questão temporal, a escassez de dados conduziu à exclusão de vários países

membros da UE, relativizando a representatividade da amostra. Assim, não estão presentes

regiões da Áustria, Bélgica, Dinamarca, Finlândia, Grécia, Irlanda e Países Baixos. Esta

exclusão poderia provocar um enviesamento dos resultados empíricos a dois níveis.

Primeiro, seria desejável que entre as regiões excluídas não houvesse uma proporção

elevada de regiões pobres, o que admitiremos não ser o caso. Pelo contrário, de entre os

países excluídos, aqueles cujo rendimento está acima da média europeia (Áustria, Bélgica,

Dinamarca, Finlândia e Países Baixos) encontram-se sobrerepresentados relativamente

àqueles cujo rendimento se situa abaixo dessa média (Grécia e Irlanda). Em segundo lugar,

seria desejável que as amostras incluíssem tanto regiões ricas como pobres, o que se

verifica, já que o rendimento de Espanha, Portugal e das regiões do sul da Itália é

claramente baixo relativamente à média europeia.

4. DISCUSSÃO DOS RESULTADOS

Na secção anterior explicámos as relações empíricas em causa e a construção das

amostras. Apresentaremos agora os resultados obtidos, primeiro para as regiões europeias

contidas nas amostras AM1 a AM5 (Quadro 1) e depois para as regiões portuguesas

(Quadro 2). Dado o especial interesse do estudo do caso português, a representação gráfica

dos dados é mostrada no Apêndice (Gráficos 1 a 10). Notamos, contudo, que os resultados

do Quadro 2 são menos fiáveis do que os do Quadro 1, pois o número de observações é de

50 e superior a 250, respectivamente.

4.1. REGIÕES EUROPEIAS

Os resultados obtidos são apresentados no Quadro 1. Notemos que os salários

nominais tendem a aumentar com a inflação, pois β2 é positivo, como seria de esperar.

Relativamente ao papel dos ciclos económicos, de acordo com Armstrong (1995a), β3 na

equação (1) deveria ser positivo, isto é, as fases de expansão contribuiriam para a

convergência. Se é certo que os ciclos influenciam a evolução dos salários, como a

significância desta variável dá a entender, já o sinal do coeficiente tanto é positivo (em

13

AM1) como negativo (em AM2), não permitindo tirar qualquer conclusão. Pelo contrário,

verifica-se uma relação inversa significativa entre o desemprego e a convergência dos

salários. Este resultado tem duas possíveis explicações. A primeira relaciona-se com o

funcionamento do mercado de trabalho: o aumento do desemprego reduz o crescimento dos

salários, agravando as disparidades. A segunda prende-se com questões conjunturais: o

aumento do desemprego é consequência de uma situação de recessão, isto é, abrandamento

da procura, logo os aumentos salariais são refreados. A influência da produtividade é sem

dúvida positiva, embora de uma magnitude bastante inferior. O aumento da produtividade

deve repercutir-se no aumento dos salários. No entanto, verifica-se uma repercussão

extremamente reduzida.

QUADRO 1: RESULTADOS PARA AS REGIÕES EUROPEIAS

AMOSTRAS AM 1 AM 2 AM 3 AM 4 AM 5

PERÍODOS 1977/85(1)

1986/95(2)

1986/93(2)

1986/91(2)

1977/89(1)

EI

TI

CICLOS

PR

DE

_R²

DWNº OBS

-0.12(0.05)**

0.01(0.03)0.02

(0.01)**-

-

0.941.93504

0.03(0.07)0.68

(0.19)**-

0.001(0.0002)**

-0.10(0.06)*

0.852.51890

0.02(0.10)0.28

(0.10)**-

0.003(0.0001)**

-0.04(0.02)*

0.961.74272

0.02(0.09)0.31

(0.08)**-

0.003(0.0001)**

-0.04(0.02)*

0.971.78252

-0.30(0.05)**

-0.02(0.03)-0.04

(0.004)**-

-

0.932.45728

NOTA: Desvio padrão entre parênteses. ** traduz significância a 5%. * traduz significância a 10%.

Os estudos empíricos sobre as disparidades regionais na UE, entre os quais Molle et

al (1980), Molle e van Haselen (1980), CEC (1991), Barro e Sala-i-Martin (1991),

concluíram que existem ainda grandes disparidades entre as regiões dos países ricos do

norte e as regiões dos países pobres do sul da UE, embora se tenham vindo a esbater. Por

outro lado, no contexto de Krugman (1991), verifica-se um processo cumulativo de

divergência dos salários reais quando a concentração de mão-de-obra industrial em certas

regiões dá origem a economias de escala e externalidades que induzem à aglomeração auto-

sustentada. Curiosamente, no Quadro 1 observa-se uma relação significativamente negativa

14

entre percentagem de emprego industrial e rácio salarial quando a dummy CICLOS é

utilizada, logo a estimação da equação (1) permite concluir a favor da divergência salarial,

indiciando a presença de efeitos de aglomeração. No entanto, tal relação passa a ser positiva

e não significativa quando isolamos os efeitos da produtividade e desemprego regionais

(equação (2)). Mais ainda, além da inflação, a variável com maior coeficiente passa a ser o

desemprego e substitui o emprego industrial como força de divergência, o que nos leva a

concluir que a significância da relação de Krugman deve-se sobretudo à omissão do efeito

desemprego, que na Europa é bastante importante. Dito de outra forma, na realidade a

relação implicada pelo modelo de Krugman deixa de ter validade uma vez tendo em conta

estas duas variáveis. No entanto, a comparação efectuada entre os resultados da equação (1)

e da equação (2) deve ser feita com precaução, já que as amostras utilizadas se referem a

períodos de tempo distintos e envolvem regiões distintas. 17

Além disso, Molle (1994) e Emerson et al (1992) concluíram que na Europa as

disparidades regionais diminuíram substancialmente de 1960 até meados dos anos 70 e

aumentaram depois até meados dos anos 80, estabilizando desde então. No período de 1977

até aos anos 80 (AM 1 e AM 5), o resultado obtido e patente no Quadro 1, à semelhança

dos autores citados, conclui a favor do agravamento das disparidades regionais. Nas

restantes amostras, a aparente inexistência de relação entre concentração de mão-de-obra

industrial, bem como os sinais opostos da produtividade e do desemprego regionais, podem

ser interpretados à luz destes autores como sinais da estabilização das disparidades desde

meados dos anos 80. Finalmente, embora a evolução das disparidades salariais permita

medir a mobilidade do factor trabalho, os valores absolutos dos coeficientes são muito

baixos, indicando uma fraca mobilidade.

A possibilidade de alguma deslocalização das actividades intensivas em mão-de-

obra barata e pouco qualificada e com baixos custos de transporte para as regiões mais

periféricas revela-se plausível, embora qualitativamente exista concentração das actividades

que exigem mão-de-obra muito especializada e fácil acesso a instalações governamentais e

mercados (NEI 1992). Tal possibilidade prende-se com o facto de o capital humano estar de

sobremaneira sujeito a externalidades (Lucas 1988) e por isso as indústrias mais intensivas

em capital humano terem maior incentivo à aglomeração do que aquelas mais intensivas em

17 A Itália é substituída pela Suécia e o Reino Unido não faz parte de AM 3.

15

capital físico e/ou trabalho menos qualificado. Seria necessária uma desagregação mais fina

a nível de ramos industriais para estudar este tipo de fenómeno.

4.2. REGIÕES PORTUGUESAS

O estudo empírico apresentado no ponto anterior permite retirar algumas conclusões

relativamente às regiões europeias, ou pelo menos às regiões de certos países membros da

UE. No entanto, refere-se a uma média e por isso não elimina a possibilidade da existência

de casos atípicos. Nesta perspectiva, pensamos ser interessante analisar o caso português.

Cinco foram as regiões portuguesas, ao nível das NUTS II, para as quais obtivemos dados

estatísticos, aliás os mesmos que serviram de base ao ponto anterior: Norte (pt11), Centro

(pt12), Lisboa e Vale do Tejo (pt13), Alentejo (pt14) e Algarve (pt15). O período

considerado é 1986/95.

Os resultados da estimação das equações (1) e (2) são dados no Quadro 2. Ao

contrário do caso europeu, nas regiões portuguesas o efeito Krugman é bastante

pronunciado, obtendo-se evidência de forte divergência, provavelmente porque se trata de

regiões do mesmo país, onde a mobilidade do trabalho é maior. A inclusão da produtividade

e do desemprego não altera a influência do emprego industrial, pois estas variáveis são

pouco significativas. Naturalmente a nível português as disparidades em termos de

desemprego e produtividade são menores do que a nível europeu. A inflação tem um efeito

significativamente positivo sobre os salários nominais, como seria de esperar.

QUADRO 2: RESULTADOS PARA AS REGIÕES PORTUGUESAS

PERÍODO 1986/95(1)

1986/95(2)

EI

TI

CICLOS

PR

DE

_R²

DWNº OBS

-3.80(0.40)**

0.66(0.38)*

0.89(0.23)**

-

-

0.901.4850

-2.97(0.70)**

2.23(0.34)**

-

0.25(0.17)0.14

(0.49)*

0.891.4550

NOTA: Desvio padrão entre parênteses. ** traduz significância a 5%. * traduz significância a 10%.

16

Face à escassez de observações, apenas de 1986 a 1995 e muito agregadas em cinco

regiões/ano, optámos por complementar os dados do Quadro 2 com a apresentação gráfica

do comportamento das duas séries base estudadas no ponto anterior, isto é, da percentagem

de mão-de-obra industrial e dos rácios salariais. No apêndice, os Gráficos 1 a 5 representam

o comportamento temporal das duas séries, enquanto os Gráficos 6 a 10 mostram as

combinações atingidas em cada ano. Evidentemente, a mesma análise aplicar-se-ia a

qualquer região das amostras anteriores.

Conclui-se que o comportamento das cinco regiões é, de facto, diversificado. As

regiões Norte e Centro registam um ligeiro decréscimo da percentagem de mão-de-obra

industrial até 1987, daí uma inflexão até 1989 e desde então uma tendência ligeira de

decréscimo. Em Lisboa e Vale do Tejo e Alentejo a inflexão ocorre em 1988, com este

último a registar flutuações bem mais vincadas. Finalmente, o Algarve é a única região com

uma tendência pronunciadamente crescente. Pelo contrário, talvez devido à influência de

factores de dimensão nacional, os rácios salariais parecem mostrar uma flutuação

semelhante em todas as regiões: redução até 1989, aumento em 1990/92 e nova redução

desde então. Da perspectiva empregue ao longo do trabalho, detectamos três períodos

distintos: convergência em 1986/89, divergência em 1990/92 e convergência em 1993/95.

Tendo em conta uma relação estreita entre a ocorrência de recessão na UE e o momento em

que Portugal é atingido, estes três períodos identificam-se grosso modo com uma sequência

expansão/recessão/expansão, ideia que já foi expressa no trabalho. De qualquer forma, a

análise gráfica utilizada não permite, como seria o caso de um estudo econométrico,

diferenciar o impacto dos ciclos, por um lado, e do peso relativo da mão-de-obra, por outro,

sobre os rácios salariais.

Embora não controlando os efeitos de outras variáveis, é relevante encontrar o

coeficiente de correlação entre as duas séries representadas nos Gráficos 1 a 5: Norte

(0.16), Centro (-0.48), Lisboa e Vale do Tejo (-0.29), Alentejo (-0.59) e Algarve (-0.91).

Este coeficiente é, em geral, negativo, corroborando o sinal encontrado no Quadro 1.

Cremos, contudo, que uma correlação de natureza linear mascara uma relação bem visível

nos Gráficos 6 a 10 e que se caracteriza pelo facto de cenários de convergência e de

divergência se sucederem no tempo. Para que fosse detectável uma tendência num ou

noutro sentido impor-se-ia a análise de séries longas, as quais não existem à escala regional.

17

Esta é, pois, a análise possível, que esperamos venha a ser complementada no futuro, com

estatísticas regionais mais completas e rigorosas.

5. COMENTÁRIOS FINAIS

Neste artigo procurámos frisar o facto de não se dever tomar a convergência

regional como um dado adquirido, colocando a hipótese de poder ocorrer temporariamente

divergência, mesmo num cenário global de convergência. Dito de outra forma, é possível

que, como defende Krugman, ocorra divergência regional, mesmo que posteriormente

seguida de convergência. De acordo com este autor, o processo de integração actua sobre a

convergência regional essencialmente através da variação dos custos de transporte, vistos

de uma forma lata como todo o conjunto de custos que onera as mercadorias consumidas

num local geograficamente distinto do local de produção, ou seja, entendidos em sentido

lato como qualquer barreira ao comércio entre diferentes regiões. A interacção entre custos

de produção e custos de transporte fará naturalmente surgir uma relação em U entre a

percentagem de mão-de-obra industrial e o rácio de salários reais, de forma que alguma

integração acarretará divergência, mas o aprofundar da integração dará origem a

convergência entre as regiões participantes no processo. Existirá um nível crítico para o

qual passamos de uma situação de divergência a uma situação de convergência.

Estudámos, utilizando dados em painel, a situação das regiões europeias e das

regiões portuguesas relativamente à existência, ou não, de efeitos de aglomeração,

concluindo por uma relação negativa entre percentagem de mão-de-obra industrial e rácio

salarial relativamente à região líder até 1985. Este primeiro resultado significa que, à

medida que as indústrias se concentram numa região, usufruindo de economias de escala, e

que os trabalhadores acorrem a essa região, o seu rácio salarial tende a diminuir. Dito de

outra forma, os rácios salariais são tão menores quanto mais indústria uma região já detém,

isto é, verifica-se uma tendência à divergência regional. No entanto, desde então, e isolando

os efeitos da produtividade e desemprego regionais, duas situações distintas ocorrem.

Quando consideramos uma amostra de regiões europeias, a relação negativa entre indústria

e rácios salariais desaparece. Este segundo resultado pode ser interpretado de duas formas:

ou a divergência regional deixou de verificar-se a partir de 1986 ou o modelo de Krugman

18

só é válido na sua especificação mais simples. É, portanto, incompleto no que respeita à

explicação dos mecanismos de convergência. Por outro lado, quando apenas consideramos

regiões portuguesas, a relação de divergência mantém-se, o que podemos explicar pela

relativa homogeneidade das taxas de desemprego e produtividade no território nacional.

No entanto, face à escassez de dados estatísticos regionais (um problema com o qual

nos debatemos no decurso da pesquisa) não seria legítimo conferir um carácter absoluto a

estes resultados. A tendência para a convergência ou divergência regional deveria ser

estudada no muito longo prazo e utilizando uma amostra de regiões europeias mais

completa e equilibrada. Por isso somos da opinião que, analisando um período menos longo

de tempo e amostras mais incompletas, é perfeitamente possível encontrar períodos de

convergência aos quais se sucedem períodos de divergência e vice-versa. Estas flutuações

estão, em geral, intimamente associadas aos ciclos económicos. De qualquer forma, será

sempre de incentivar qualquer iniciativa que impeça uma aglomeração industrial

catastrófica, ou, por outras palavras, de forma a induzir à localização de pelo menos

determinados ramos industriais na periferia e, no limite, fazer com que estruturas sectoriais

da população semelhantes conduzam a remunerações também semelhantes.

19

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22

APÊNDICE

GRÁFICO 1: EVOLUÇÃO DOS SALÁRIOS E % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO NORTE

% Tr pt11 Sal pt111986 0.419272 0.1406811987 0.406163 0.1417921988 0.41408 0.141591989 0.437444 0.1234531990 0.42304 0.1280641991 0.414153 0.1391841992 0.407967 0.1485461993 0.403374 0.1277051994 0.399829 0.1206291995 0.397023 0.110417

0

0.05

0.1

0.15

0.2

0.25

0.3

0.35

0.4

0.45

% Trpt11

Sal pt11

GRÁFICO 2: EVOLUÇÃO DOS SALÁRIOS E % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO CENTRO

% Tr pt12 Sal pt121986 0.284339 0.1450281987 0.280393 0.1535791988 0.290221 0.1526191989 0.325949 0.1145381990 0.317479 0.1426541991 0.313063 0.1558391992 0.310635 0.1619231993 0.309383 0.1388551994 0.308911 0.1340971995 0.308993 0.121844

0

0.05

0.1

0.15

0.2

0.25

0.3

0.35

% Trpt12

Sal pt12

23

GRÁFICO 3: EVOLUÇÃO DOS SALÁRIOS E % DE EMPREGO INDUSTRIAL EM LXª/VALE DO TEJO

% Tr pt13 Sal pt131986 0.284409 0.1766091987 0.28735 0.1778581988 0.274142 0.1903791989 0.29981 0.160061990 0.285713 0.2030581991 0.274613 0.2231981992 0.26508 0.2342341993 0.256541 0.2089561994 0.248707 0.1895131995 0.24141 0.17805

0

0.05

0.1

0.15

0.2

0.25

0.3

% Trpt13

Sal pt13

GRÁFICO 4: EVOLUÇÃO DOS SALÁRIOS E % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO ALENTEJO

% Tr pt14 Sal pt141986 0.19056 0.168581987 0.181601 0.183341988 0.175428 0.1714271989 0.250332 0.0939421990 0.22741 0.1459261991 0.210289 0.1552771992 0.196214 0.1903471993 0.184079 0.1659531994 0.173325 0.1471871995 0.163626 0.141002

0

0.05

0.1

0.15

0.2

0.25

0.3

% Trpt14

Salpt14

GRÁFICO 5: EVOLUÇÃO DOS SALÁRIOS E % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO ALGARVE

% Tr pt15 Sal pt151986 0.18083 0.1305621987 0.184662 0.1377751988 0.197588 0.1456321989 0.193713 0.1224711990 0.198475 0.129681991 0.207014 0.1237411992 0.21788 0.1312291993 0.230574 0.0952471994 0.244901 0.0725061995 0.260801 0.06157

0

0.05

0.1

0.15

0.2

0.25

0.3

% Trpt15

Salpt15

24

GRÁFICO 6: RELAÇÃO SALÁRIOS - % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO NORTE

0.419272 0.1406810.406163 0.1417920.41408 0.141590.437444 0.1234530.42304 0.1280640.414153 0.1391840.407967 0.1485460.403374 0.1277050.399829 0.1206290.397023 0.110417

% Tr pt11

0

0.02

0.04

0.06

0.08

0.1

0.12

0.14

0.16

0.395 0.4 0.405 0.41 0.415 0.42 0.425 0.43 0.435 0.44

GRÁFICO 7: RELAÇÃO SALÁRIOS - % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO CENTRO

0.284339 0.1450280.280393 0.1535790.290221 0.1526190.325949 0.1145380.317479 0.1426540.313063 0.1558390.310635 0.1619230.309383 0.1388550.308911 0.1340970.308993 0.121844

% Tr pt12

00.020.040.060.080.10.120.140.160.18

0.28 0.29 0.3 0.31 0.32 0.33

25

GRÁFICO 8: RELAÇÃO SALÁRIOS - % DE EMPREGO INDUSTRIAL EM LISBOA E VALE DO TEJO

0,284409 0,1766090,28735 0,1778580,274142 0,1903790,29981 0,160060,285713 0,2030580,274613 0,2231980,26508 0,2342340,256541 0,2089560,248707 0,1895130,24141 0,17805

0

0,05

0,1

0,15

0,2

0,25

0 0,05 0,1 0,15 0,2 0,25 0,3

% T t13

Sal pt1

GRÁFICO 9: RELAÇÃO SALÁRIOS - % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO ALENTEJO

0.19056 0.168580.181601 0.183340.175428 0.1714270.250332 0.0939420.22741 0.1459260.210289 0.1552770.196214 0.1903470.184079 0.1659530.173325 0.1471870.163626 0.141002

% Tr pt14

00.020.040.060.080.10.120.140.160.180.2

0 0.05 0.1 0.15 0.2 0.25 0.3

GRÁFICO 10: RELAÇÃO SALÁRIOS - % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO ALGARVE

0.18083 0.1305620.184662 0.1377750.197588 0.1456320.193713 0.1224710.198475 0.129680.207014 0.1237410.21788 0.1312290.230574 0.0952470.244901 0.0725060.260801 0.06157

% Tr pt15

0

0.02

0.04

0.06

0.08

0.1

0.12

0.14

0.16

0 0.05 0.1 0.15 0.2 0.25 0.3

26

Lista de documentos de trabalho publicados pelo Centro de Estudos daUnião Europeia(CEUNEUROP)

Ano 2000

Alfredo Marques-Elias Soukiazis(2000). “Per capita income convergenceacross countries and across regions in the European Union. Some newevidence”. Documento de trabalho Nº1.

Elias Soukiazis(2000). “What have we learnt about convergence in Europe?Some theoretical and empirical considerations”. Documento de trabalho Nº2.

Elias Soukiazis(2000). “ Are living standards converging in the EU?Empirical evidence from time series analysis”. Documento de trabalho Nº3.

Elias Soukiazis(2000). “Productivity convergence in the EU. Evidence fromcross-section and time-series analyses”. Documento de trabalho Nº4.

A. Rogério Leitão(2000). “ A jurisdicionalização da política de defesa dosector têxtil da economia portuguesa no seio da Comunidade Europeia:ambiguidades e contradições”. Documento de trabalho Nº5.

Pedro Cerqueira(2000). “ Assimetria de choques entre Portugal e a UniãoEuropeia”. Documento de trabalho Nº6.