Resumos
Esta pesquisa buscou identificar o efeito da desigualdade no crescimento no Brasil, de forma a mitigar o problema de comparabilidade presente nas pesquisas cross-country. O método econométrico System-GMM foi comparado às estimativas obtidas em um painel dinâmico a partir de outras três técnicas econométricas (MQO, Efeitos-Fixos e GMM), com vistas à obtenção de um estimador consistente frente à endogeneidade existente na relação entre crescimento e desigualdade. Os resultados obtidos sugerem que não se pode rejeitar as hipóteses de não-linearidade entre desigualdade e crescimento, de incompletude dos mercados de crédito e o argumento de que políticas redistributivas mitigam o crescimento.
Desigualdade; Crescimento; System-GMM; Painel Dinâmico
This study attempts to identify the effect of inequality on growth by using Brazilian data, in order to mitigate comparability problems present in cross-country studies. The econometric method System-GMM was used and compared with other three econometric methods (OLS, Panel Within-Groups, and GMM) in a dynamic panel, aiming to use a consistent estimator in the presence of endogeneity in the analysis that involves inequality and growth. Our results suggest that the hypothesis of nonlinearity between the variables cannot be rejected. The same conclusion holds for hypothesis of incomplete credit markets and the argument from political economy that redistributive policies mitigate growth.
1. INTRODUÇÃO
Durante os últimos anos pesquisadores têm apresentado conclusões conflitantes acerca da
relação entre distribuição de renda e crescimento econômico. Enquanto trabalhos incluindo
Forbes (2000)Forbes, K. J. (2000). A reassessment of the relationship between inequality
and growth. American Economic Review, 90(4), 869-887. doi:
10.1257/aer.90.4.869
https://doi.org/10.1257/aer.90.4.869...
ar gumentam que a desigualdade exerce
efeito positivo no crescimento, outros estudos incluindo Panizza (2002)Panizza, U. (2002). Income inequality and economic growth: Evidence from
american data. Journal of Economic Growth, 7(1), 25-41. doi:
10.1023/A%3A1013414509803
https://doi.org/10.1023/A%3A101341450980...
sugerem que tal impacto é negativo. Grande parte dessas pesquisas,
entretanto, se baseia em análises cross-country e são influenciadas por problemas
relacionados à qualidade, consistência e comparabilidade dos dados. Isso se deve
principalmente à composição das séries históricas de desigualdade utilizadas, que são
construídas por cada agência nacional de estatística com base em metodologias dis tintas
(Knowles, 2005Knowles, S. (2005). Inequality and economic growth: The empirical
relationship reconsidered in the light of comparable data. Journal of Development
Studies, 41(1), 135-159. doi: 10.1080/0022038042000276590
https://doi.org/10.1080/0022038042000276...
). Análises baseadas em dados de um
único país e obtidos a partir de uma mesma pesquisa domiciliar, entretanto, podem ser
utilizadas para que sejam obtidos resultados mais robustos e que mitiguem problemas de
comparabilidade. Isso decorre da maior homogeneidade dos questionários aplicados, definições
adotadas e do contexto cultural e institucional (Sierminska,
Brandolini & Smeeding, 2006Sierminska, E., Brandolini, A. & Smeeding, T. (2006). The Luxembourg
Wealth Study: A cross-country comparable database for household wealth research.
The Journal of Economic Inequality, 4(3), 375-383. doi:
10.1007/s10888-006-9030-z
https://doi.org/10.1007/s10888-006-9030-...
).
De acordo com a BBC Brasil (2011)BBC Brasil. (2011, dezembro 05). Apesar de redução, Brasil mantém maior
desigualdade entre Brics, diz OCDE. Mediacon news. Acessado em 11 de maio
de 2012: http://www.midiacon.com.br/materia.asp?id_canal=5&id=41881
http://www.midiacon.com.br/materia.asp?i...
, o Brasil foi o
único país no grupo dos BRICS a reduzir o abismo entre ricos e pobres em 15 anos e de forma
a conciliar crescimento econômico com progresso social. Segundo pesquisa da Oxfam, o Brasil
é ainda um dos países com maior eficácia na redução da desigualdade, com a saída de 12
milhões de brasileiros da pobreza absoluta entre 1999 e 2009 e com uma redução no
coeficiente de Gini de 0,52 para 0,47 (BBC Brasil,
2012BBC Brasil. (2012, janeiro 19). Brasil é o segundo país com maior
desigualdade do G20, de acordo com um estudo realizado nos países que compoem o grupo.
BBC Brasil. Acessado em 11 de maio de 2012:
http://www.bbc.co.uk/portuguese/noticias/2012/01/120118_desigualdade_pesquisa.shtml
http://www.bbc.co.uk/portuguese/noticias...
). Nesse sentido, o Brasil torna-se um interessante case de estudo, ao oferecer
dados e condições propícias para que a relação entre crescimento econômico e desigualdade
possa ser empiricamente verificada, e de forma que sejam mitigados ainda os problemas
existentes nos estudos cross-country. Dessa forma, esta pesquisa buscou identificar
empiricamente o efeito da desigualdade no crescimento econômico considerando-se o case
brasileiro.
Um estudo realizado por Pinto (2012, CPS/FGV) indica que “a diminuição da desigualdade [...] na última década no Brasil se assemelha ao movimento verificado no conjunto de todos os países.” O estudo aponta que “a comparação dos índices [de Gini] mostra que o Brasil é uma maquete muito próxima do mundo”. Ainda segundo o Pinto (2012), a redução na desigualdade no país é “três vezes superior à meta do milênio da ONU [e] a renda média per capita cresceu 2,7% desde 2002. Nota-se, na Figura 1, que as inclinações da evolução do Gini, Mundial e do Brasil, são similares e com tendência negativa.
Tais fatos reforçam o Brasil como um case importante no estudo da relação entre
desigualdade e crescimento. Algumas declarações, como a do Vice-Governador Sênior do Banco
Central do Canada, Tiff Macklem, que “elogiou o Brasil por mostrar ao mundo como aumentar o
crescimento econômico, mas ao mesmo tempo reduzir a desigualdade entre ricos e pobres”
(Tower, 2012Tower, C. (2012, Mar 12). BOC’s Macklem: Brazil shows the way on growth,
lower inequality. MNI/Deutsche Börse Group. Acessado em 11 de maio de
2012:
https://mninews.marketnews.com/content/bocs-macklem-brazil-shows-way-growthlower-inequality
https://mninews.marketnews.com/content/b...
), e do ganhador do prêmio Nobel de
economia Amartya Sen de que “o Brasil é um bom exemplo de conciliação entre rápido
crescimento econômico e desenvolvimento social [podendo ser] modelo para China e índia”
(Fleck, 2012Fleck, I. (2012, abril 2012). Para nobel de economia, Brasil é exemplo para
China e Índia. Folha/UOL. Acessado em 2 de maio de 2012:
http://www1.folha.uol.com.br/fsp/mundo/39157-paranobel-de-economia-brasil-e-um-exemplo-para-china-e-india.shtml
http://www1.folha.uol.com.br/fsp/mundo/3...
), também realçam tal importância.
Para que fosse possível identificar empiricamente o efeito da desigualdade no crescimento econômico, foi proposto um modelo que procurou incorporar variáveis de controle de forma a mitigar o problema de endogeneidade causado pela omissão de variáveis relevantes, correlacionadas com desigualdade e que afetam o crescimento. O método econométrico System-GMM foi empregado ao modelo proposto e comparado às estimativas obtidas em um painel dinâmico a partir de outras três técnicas econométricas (MQO, Efeitos-Fixos e GMM), com vistas à obtenção de um estimador consistente frente à endogeneidade existente nas análises que envolvem crescimento e desigualdade. Os dados utilizados se referem às vinte e sete Unidades Federativas do Brasil no período entre 1995 a 2009 e foram obtidos junto às bases de dados do IPEADATA, IBGE, PNUD, PNAD/IBGE, SCN/IBGE, SIM-DATASUS, MDIC e STN.
A partir da abordagem que sugere que a desigualdade afeta positivamente o crescimento para
níveis mais baixos do PIB per capita, e negativamente quando esse assume
valor mais elevado (Barro, 2000Barro, R. J. (2000). Inequality and growth in a panel of countries.
Journal of Economic Growth, 5(1), 5-32. doi:
10.1023/A:1009850119329
https://doi.org/10.1023/A:1009850119329...
, 2008Barro, R. J. (2008, Jan). Inequality and growth revisited
(Working Papers on Regional Economic Integration No 11). Asian Development Bank.
Disponível em: http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011.html
http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011...
), verificou-se ainda a existência do efeito não
linear da desigualdade no crescimento. Os resultados obtidos sugerem que não se pode
rejeitar a premissa de não-linearidade entre desigualdade e crescimento, a hipótese da
incompletude dos mercados de crédito e o argumento da economia política de que políticas
redistributivas mitigam o crescimento.
Este trabalho contribui para a literatura de desigualdade e crescimento ao apresentar
evidências de que a desigualdade exerce efeito positivo no crescimento para níveis de PIB
per capita mais elevados e efeito negativo para níveis de PIB per capita baixo, o que
confirma o questionamento feito por de Dominicis, Florax e
de Groot (2008)de Dominicis, L., Florax, R. J. G. M. & de Groot, H. L. F. (2008). A
meta-analysis on the relationship between income inequality and economic growth.
Scottish Journal of Political Economy, 55(5), 654-682. doi:
10.1111/j.14679485.2008.00470.x
https://doi.org/10.1111/j.14679485.2008....
à concepção teórica proposta por Bénabou (2000)Bénabou, R. (2000). Unequal societies: Income distribution and the social
contract. American Economic Review, 90(1), 96-129. doi:
10.1257/aer.90.1.96
https://doi.org/10.1257/aer.90.1.96...
e Galor (2010)Galor, O. (2010). The 2008 Lawrence R. Klein lecture-Comparative Economic
Development: insights from unified growth theory. International Economic Review,
51(1), 1-44. doi: 10.1111/j.1468-354.2009.00569.x
https://doi.org/10.1111/j.1468-354.2009....
de que o
efeito da desigualdade no crescimento possui formato de U-invertido. Ao não rejeitar-se a
hipótese de incompletude dos mercados de crédito, verifica-se ainda que, diante dos
investimentos restritos na educação, a parcela de indivíduos sem a qualificação mínima
requerida pelo mercado mitiga as taxas de crescimento do PIB per capita. Esse resultado
sugere que o redirecionamento de recursos por parte do indivíduo afim de aumentar-se o nível
de educação é fator que pode contribuir para o aumento do PIB per capita.
Os resultados encontrados contribuem ainda para a teoria de economia política ao sugerir que a pressão exercida pela sociedade por mais políticas redistributivas, como forma de atenuar os efeitos da distinção de renda, implicam em um impacto negativo na taxa de crescimento. Tal associação contraria a concepção de que a política redistributiva brasileira é a característica distintiva que permite ao país crescer e reduzir desigualdade concomitantemente. Os resultados sugerem que essa dinâmica pode advir do fato de que a desigualdade exerce efeito negativo no crescimento para níveis de baixo PIB per capita.
Os resultados obtidos contribuem ainda para a literatura de desigualdade e crescimento ao
apresentar evidências de que análises in-contry podem mitigar problemas de comparabilidade,
tais como os apontados por Atkinson e Brandolini
(2009)Atkinson, A. B., & Brandolini, A. (2009). On data: A case study of the
evolution of income inequality across time and across countries. Cambridge Journal
of Economics, 33(3), 381-404. doi: 10.1093/cje/bel013
https://doi.org/10.1093/cje/bel013...
e Banerjee e Duflo (2003)Banerjee, A. V., & Duflo, E. (2003). Inequality and growth: What can the
data say? Journal of Economic Growth, 8(3), 267-299. doi:
10.1023/A:1026205114860
https://doi.org/10.1023/A:1026205114860...
. Os
resultados obtidos a partir da comparação das estimações por meio de quatro métodos
econométricos também contribuem para a análise empírica da relação entre desigualdade e
crescimento ao apresentar considerações acerca de cada um dos estimadores utilizados.
Acompanhando metodologia proposta por Bond, Hoeffler e
Temple (2001)Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
, ao analisar-se os coeficientes do termo auto-regressivo, o método
MQO em Painel com AR(1) apresentou viés para cima (Hsiao,
2003Hsiao, C. (2003). Analysis of panel data (2nd ed.).
Cambridge University Press. doi: 10.1017/CBO9780511754203
https://doi.org/10.1017/CBO9780511754203...
; Nerlove, 1967Nerlove, M. (1967). Experimental evidence on the estimation of dynamic
economic relations from a time series of cross-sections. The Economic Studies
Quarterly, 18(3), 42-74. Disponível em:
http://cowles.econ.yale.edu/P/cp/p02b/p0266.pdf
http://cowles.econ.yale.edu/P/cp/p02b/p0...
; Trognon, 1978Trognon, A. (1978). Miscellaneous asymptotic properties of ordinary least
squares and maximum likelihood estimators in dynamic error components models.
Annales de l’INSEE, 30/31 (The Econometrics of Panel Data), 631-657.
doi: http://www.jstor.org/stable/20075306
https://doi.org/http://www.jstor.org/sta...
), enquanto a técnica dos Efeitos-Fixos mostrou-se enviesada
para baixo (Anderson & Hsiao, 1982Anderson, T. W., & Hsiao, C. (1982). Formulation and estimation of
dynamic models using panel data. Journal of Econometrics, 18(1), 47-82.
doi: 10.1016/0304-4076(82)90095-1
https://doi.org/10.1016/0304-4076(82)900...
; Nerlove, 1971Nerlove, M. (1971). Further evidence on the estimation of dynamic economic
relations from a time series of cross sections. Econometrica, 39(2),
359-382. Disponível em: http://www.jstor.org/stable/1913350
http://www.jstor.org/stable/1913350...
; Nickell,
1981Nickell, S. J. (1981). Biases in dynamic models with fixed effects.
Econometrica, 49(6), 1417-1426. Disponível em:
http://www.jstor.org/stable/1911408
http://www.jstor.org/stable/1911408...
). O estimador GMM em Primeira Diferença, devido à fraca instrumentalização,
apresentou resultados próximos à estimação de Efeitos-Fixos. Comparativamente, a estimação
por System-GMM foi a que apresentou melhores resultados, ao produzir coeficientes
consistentes e que satisfazem ao Teste de Sargan de sobre-identificação.
O presente artigo segue estruturado da seguinte forma: próxima seção é feita uma revisão das prin cipais questões que envolvem a relação entre desigualdade e crescimento, de forma que seja fornecida sustentação teórica que fundamente a construção do modelo empírico proposto. A seção 3 apresenta uma descrição dos dados, bem como dos procedimentos metodológicos referentes a cada um dos mode los econométricos utilizados. Na seção 4 são apresentados os principais resultados. A seção 5 se destina à conclusão e demais comentários.
2. DESIGUALDADE E CRESCIMENTO ECONÔMICO
No final da década de 40 até início de 50, os trabalhos que abordavam desigualdade tinham
como escopo compreender os efeitos da industrialização no crescimento. Considerava-se que a
distribuição de renda derivava do processo de industrialização. Já nos anos 80, os modelos
de crescimento endógeno não consideravam a desigualdade como um dos determinantes do
crescimento. Contudo, nos anos 90, as novas teorias do crescimento e a abordagem da economia
política atribuíram à desigualdade papel fundamental no processo de crescimento, renovando o
interesse no tema. A disponibilidade de novos dados cross-country permitiu
uma série de novos estudos (Ehrhart, 2009Ehrhart, C. (2009, Feb). The effects of inequality on growth: A
survey of the theoretical and empirical literature (Working Paper No WP 2009 -
107). ECINEQ, Society for the Study of Economic Inequality. Disponível em:
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ2009-107.pdf
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ20...
). No
entanto, as primeiras pes quisas da década de 90 possuíam problemas de variável omitida
(Clarke, 1995Clarke, G. R. G. (1995). More evidence on income distribution and growth.
Journal of Development Economics, 47(2), 403-427. doi:
10.1016/0304-3878(94)00069-O
https://doi.org/10.1016/0304-3878(94)000...
), não eram robustas a inclusões de
dummies regionais (Nancy, Ross & Sabot, 1995Nancy, B., Ross, D. & Sabot, R. (1995). Inequality and growth
reconsidered: Lessons from East Asia. The World Bank Economic Review,
9(3), 477-508. doi: 10.1093/wber/9.3.477
https://doi.org/10.1093/wber/9.3.477...
),
apresentavam erros de mensuração (Atkinson & Brandolini,
2009Atkinson, A. B., & Brandolini, A. (2009). On data: A case study of the
evolution of income inequality across time and across countries. Cambridge Journal
of Economics, 33(3), 381-404. doi: 10.1093/cje/bel013
https://doi.org/10.1093/cje/bel013...
) e não consideravam efeitos específicos não observáveis dos países (Brock & Durlauf, 2001Brock, W. A., & Durlauf, S. N. (2001). What have we learned from a
decade of empirical research on growth? Growth empirics and reality. World Bank
Economic Review, 15(2), 229-271. doi: 10.1093/wber/15.2.229
https://doi.org/10.1093/wber/15.2.229...
). Mesmo diante das críticas,
Aghion, Caroli e Garcia-Penalosa (1999)Aghion, P., Caroli, E. & Garcia-Penalosa, C. (1999). Inequality and
economic growth: The perspective of the new growth theories. Journal of Economic
Literature, 37 (4), 1615-1660. doi: 10.1257/jel.37.4.1615
https://doi.org/10.1257/jel.37.4.1615...
ressaltam
que esses trabalhos questionaram a visão dominante de que a desigualdade seria benéfica ao
crescimento.
2.1. Efeito positivo da desigualdade no crescimento
Aghion et al. (1999)Aghion, P., Caroli, E. & Garcia-Penalosa, C. (1999). Inequality and
economic growth: The perspective of the new growth theories. Journal of Economic
Literature, 37 (4), 1615-1660. doi: 10.1257/jel.37.4.1615
https://doi.org/10.1257/jel.37.4.1615...
destacam que a abordagem que
admite efeito positivo da desigualdade no cres cimento fundamenta-se, usualmente, em três
argumentos: Hipótese de Kaldor, custos indivisíveis de investimentos e
trade-off entre eficiência e equidade.
2.1.1. A hipótese de Kaldor
A hipótese de Kaldor (1955Kaldor, N. (1955-1956). Alternative theories of distribution. The
Review of Economic Studies, 23(2), 83-100. Disponível em:
http://www.jstor.org/stable/2296292
http://www.jstor.org/stable/2296292...
–1956Kaldor, N. (1955-1956). Alternative theories of distribution. The
Review of Economic Studies, 23(2), 83-100. Disponível em:
http://www.jstor.org/stable/2296292
http://www.jstor.org/stable/2296292...
, 1957Kaldor, N. (1957). A model of economic growth. The Economic Journal,
67(268), 591-624. Disponível em:
http://www.jstor.org/stable/2227704
http://www.jstor.org/stable/2227704...
) diz que a
propensão a poupar dos indivíduos ricos é superior à dos indivíduos pobres, sendo a taxa
de poupança uma função crescente da renda. Desse modo a desigualdade eleva a taxa de
poupança agregada por concentrar renda nos agentes com maior propensão a poupar.
Admitindo-se correlação positiva entre poupança e investimento, tem-se que a
desigualdade eleva o nível de investimento em capital físico e humano (Galor, 2010Galor, O. (2010). The 2008 Lawrence R. Klein lecture-Comparative Economic
Development: insights from unified growth theory. International Economic Review,
51(1), 1-44. doi: 10.1111/j.1468-354.2009.00569.x
https://doi.org/10.1111/j.1468-354.2009....
; Li &
Zou, 1998Li, H., & Zou, H.-f. (1998). Income inequality is not harmful for
growth: Theory and evidence. Review of Development Economics, 2(3),
318-334. doi: 10.1111/1467-9361.00045
https://doi.org/10.1111/1467-9361.00045...
). Attanasio e Bi nelli (2004)Attanasio, O., & Binelli, C. (2004). Inequality, growth and
redistributive policies. In Poverty, inequality and growth: Proceedings of the
AFD-EUDN Conference, 2003 (pp. 179-223). Paris. Disponível em:
http://www.afd.fr/webdav/site/afd/shared/PUBLICATIONS/RECHERCHE/Archives/Notes-et-documents/10-notes-documents.pdf
http://www.afd.fr/webdav/site/afd/shared...
destacam que a função poupança deve apresentar monotonicidade para que tal hipótese seja
validada. Contudo, a função pode possuir formato de U-invertido. Logo, a desigualdade
exerceria efeito positivo no crescimento apenas diante de renda agregada acintosamente
baixa, sendo a concentração de renda condição suficiente para estabelecer-se algum grau
de acumulação de capital.
2.1.2. Custos indivisíveis de investimentos
Assumindo que determinados projetos possuam um custo mínimo elevado, devido
principalmente às escalas produtivas necessárias a sua realização, somente indivíduos
com alta renda poderiam empreendêlos, pois a alta renda atenua as restrições ao crédito,
as quais tornam os custos de se investir elevados. Tal processo tende a ter maior
magnitude nos países em desenvolvimento, pois nações desenvolvidas costumam possuir
mercados de capitais e instituições legais melhor estruturadas, o que minimiza os
efeitos do crédito restrito (Barro, 2000Barro, R. J. (2000). Inequality and growth in a panel of countries.
Journal of Economic Growth, 5(1), 5-32. doi:
10.1023/A:1009850119329
https://doi.org/10.1023/A:1009850119329...
). O
estabelecimento e disseminação de novas atividades industri ais tem a concentração de
renda como condição necessária, pois permitem que haja investidores capazes de incorrer
nos custos de implementação, aspecto que pode ser observado nas atividades com alto grau
de inovação. Desse modo, alta equidade pode inviabilizar novas atividades econômicas,
implicando em perda de eficiência produtiva e mitigando as taxas de crescimento (Aghion et al., 1999Aghion, P., Caroli, E. & Garcia-Penalosa, C. (1999). Inequality and
economic growth: The perspective of the new growth theories. Journal of Economic
Literature, 37 (4), 1615-1660. doi: 10.1257/jel.37.4.1615
https://doi.org/10.1257/jel.37.4.1615...
).
2.1.3. Trade-off entre eficiência e equidade
Mirrlees (1971)Mirrlees, J. (1971). An exploration in the theory of optimum income
taxation. Review of Economic Studies, 38(114), 175-208. Disponível em:
http://EconPapers.repec.org/RePEc:bla:restud:v:38:y:1971:i:114:p:175-208
http://EconPapers.repec.org/RePEc:bla:re...
defende a existência de um
trade-off entre eficiência e equidade. Em sociedades equânimes os
agentes econômicos não teriam os incentivos necessários para aumentar seus esforços
produtivos. Isso decorre da baixa possibilidade de elevar a renda individual relativa.
Como a produção depende desses esforços, que não são passíveis de controle e observação,
cria-se um problema de moral hazard.
Desse modo, equidade elevada pode desestimular os esforços produtivos individuais. Isso
implica em perda de eficiência produtiva, o que prejudica o crescimento (Attanasio & Binelli, 2004Attanasio, O., & Binelli, C. (2004). Inequality, growth and
redistributive policies. In Poverty, inequality and growth: Proceedings of the
AFD-EUDN Conference, 2003 (pp. 179-223). Paris. Disponível em:
http://www.afd.fr/webdav/site/afd/shared/PUBLICATIONS/RECHERCHE/Archives/Notes-et-documents/10-notes-documents.pdf
http://www.afd.fr/webdav/site/afd/shared...
).
2.2. Efeito negativo da desigualdade no crescimento
O argumento teórico utilizado pelos estudos que defendem efeito negativo da desigualdade no crescimento é o de que a distribuição de renda influencia os níveis de investimento em capital humano (e.g. qualificação) e físico (e.g. novos empreendimentos) da economia. Os modelos teóricos podem ser divididos em quatro abordagens distintas: Mercado de crédito imperfeito; Economia política; Instabilidade social; Fertilidade e desigualdade.
2.2.1. Imperfeições do mercado de crédito e seguros
Baseados no trabalho seminal de Loury (1981)Loury, G. (1981). Intergenerational transfers and the distribution of
earnings. Econometrica, 49(4), 843-67. Disponível em:
http://EconPapers.repec.org/RePEc:ecm:emetrp:v:49:y:1981:i:4:p:843-67
http://EconPapers.repec.org/RePEc:ecm:em...
,
dois fatores são elencados como ocasionadores de imperfeições de mercado, o moral hazard
(Piketty, 1997Piketty, T. (1997). The dynamics of the wealth distribution and the interest
rate with credit rationing. Review of Economic Studies, 64 (2), 173-189.
Disponível em:
http://EconPapers.repec.org/RePEc:bla:restud:v:64:y:1997:i:2:p:173-89
http://EconPapers.repec.org/RePEc:bla:re...
) e o inadimplemento dos
pagamentos dos em préstimos (Ehrhart, 2009Ehrhart, C. (2009, Feb). The effects of inequality on growth: A
survey of the theoretical and empirical literature (Working Paper No WP 2009 -
107). ECINEQ, Society for the Study of Economic Inequality. Disponível em:
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ2009-107.pdf
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ20...
). O
moral hazard ocorre quando a maior parte de um projeto é financiada. O mutuário não
emprega o máximo de seus esforços produtivos, dado o baixo risco em caso de insucesso
(Piketty, 1997Piketty, T. (1997). The dynamics of the wealth distribution and the interest
rate with credit rationing. Review of Economic Studies, 64 (2), 173-189.
Disponível em:
http://EconPapers.repec.org/RePEc:bla:restud:v:64:y:1997:i:2:p:173-89
http://EconPapers.repec.org/RePEc:bla:re...
). Visando equacionar o risco, os
credores elevam as taxas de juros à medida que a participação do financiamento no custo
total cresce e estabelecem um percentual máximo de participação dos empréstimos no
montante total do investimento, condicionando-os a um nível mínimo de renda. O indivíduo
de baixa renda é, então, impedido de ingressar nas atividades mais produtivas, por não
possuir renda suficiente, o que subutiliza o seu potencial produtivo (Ehrhart, 2009Ehrhart, C. (2009, Feb). The effects of inequality on growth: A
survey of the theoretical and empirical literature (Working Paper No WP 2009 -
107). ECINEQ, Society for the Study of Economic Inequality. Disponível em:
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ2009-107.pdf
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ20...
). O inadimplemento ocorre quando o
percentual de financiamento eleva-se aumentando o risco de moratória. Isso implica em
aumento dos custos de transação para garantir os pagamentos e elaborar e fiscalizar os
contratos. Dessa forma, os padrões dos investimentos realizados ficam distorcidos, pois
dependem diretamente da renda e ativos dos indivíduos. Isso faz com que o crédito se
torne restrito, uma vez que os investimentos em capital humano não possuem a liquidez
necessária para servir como colateral. Decorrente disso, os investimentos não
destinam-se aos projetos mais rentáveis e sim aos mais seguros (Carneiro & Heckman, 2002Carneiro, P., & Heckman, J. J. (2002). The evidence on credit
constraints in post-secondary schooling. The Economic Journal, 112(482),
989-1018. doi: 10.1111/1468-0297.00075
https://doi.org/10.1111/1468-0297.00075...
).
2.2.2. Economia política
A abordagem da economia política fundamenta-se no Teorema do Eleitor Mediano, que traça
um paralelo entre o processo eleitoral e o funcionamento do mercado. A ideia central é a
de que propostas políticas tendem a ser quase homogêneas devido ao interesse comum dos
candidatos em angariar os votos da maioria. Black
(1948)Black, D. (1948). On the rationale of group decision-making. Journal
of Political Economy, 56(1), 23-34. Disponível em:
http://www.jstor.org/stable/1825026
http://www.jstor.org/stable/1825026...
consolidou os estudos seminais em seu trabalho sobre votação majoritária
ao sugerir que o voto implica em tomada de decisões políticas e econômicas nas quais o
nível de renda inicial do eleitor mediano relativo à renda média define suas
preferências, de forma a determinar o nível da tributação (Black, 1948Black, D. (1948). On the rationale of group decision-making. Journal
of Political Economy, 56(1), 23-34. Disponível em:
http://www.jstor.org/stable/1825026
http://www.jstor.org/stable/1825026...
) e influenciar a taxa de crescimento futura (Ehrhart, 2009Ehrhart, C. (2009, Feb). The effects of inequality on growth: A
survey of the theoretical and empirical literature (Working Paper No WP 2009 -
107). ECINEQ, Society for the Study of Economic Inequality. Disponível em:
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ2009-107.pdf
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ20...
). Como cada voto possui peso igual,
elevados níveis de desigualdade (média da renda é superior à renda mediana) implicam em
maior demanda por redistribuição, usualmente financiada por tributação, ocasionando
distorções econômicas. Os desestímulos causados ao investimento privado, trabalho e
poupança resultam em queda nas taxas de crescimento (Alesina & Rodrik, 1994Alesina, A., & Rodrik, D. (1994). Distributive politics and economic
growth. Quarterly Journal of Economics, 109(2), 465-490. doi:
10.2307/2118470
https://doi.org/10.2307/2118470...
; Persson &
Tabellini, 1994Persson, T., & Tabellini, G. (1994). Is inequality harmful for growth?
The American Economic Review, 84(3), 600-621. Disponível em:
http://www.jstor.org/stable/2118070
http://www.jstor.org/stable/2118070...
).
2.2.3. Instabilidade social
Para Gupta (1990)Gupta, D. K. (1990). The economics of political violence: The effect
of political instability on economic growth. New York: Praeger
Publishers. a instabilidade social ocorre
de três maneiras distintas: por meio de ações dire tas de violência contra o governo
(e.g. protestos em massa), atos de violência praticados pelo governo (e.g. ações de
repressão a distúrbios sociais) e através da violência ocasionada pela mudança de
governo (e.g. golpes políticos). Keefer e Knack
(2002)Keefer, P., & Knack, S. (2002). Polarization, politics and property
rights: Links between inequality and growth. Public Choice, 111(1-2),
127-154. doi: 10.1023/A:1015168000336
https://doi.org/10.1023/A:1015168000336...
apontam a desigualdade como um dos determinantes da instabilidade
social, por reduzir os custos de ingresso em atividades ilegais, o que resulta na
violação da propriedade privada e o desrespeito aos contratos. O ambiente instável abala
a credibilidade das instituições e do sistema legal, conduzindo a economia a um nível de
investimentos abaixo do ponto ótimo (Perotti,
1996Perotti, R. (1996). Growth, income distribution, and democracy: What the
data say. Journal of Economic Growth, 1(2), 149-187. doi:
10.1007/BF00138861
https://doi.org/10.1007/BF00138861...
). A baixa estabilidade aumenta os custos de oportunidade, públicos e
privados, devido à alta violência, o que eleva gastos com saúde e segurança e o custo de
vida geral. Nesse caso, recursos produtivos são em geral desviados para atenuar os
efeitos da instabilidade (Alesina & Perotti,
1996Alesina, A., & Perotti, R. (1996). Income distribution, political
instability, and investment. European Economic Review, 40(6),
1203-1228.).
2.2.4. Fertilidade e desigualdade de renda
Tradicionalmente, na literatura econômica, considera-se que altas taxas de fertilidade
exercem im pacto negativo no crescimento, e investimentos em educação exercem efeito
positivo (Lucas, 2002Lucas, R. E., Jr. (2002). Lectures on economic growth.
Harvard University Press.). Perotti (1996)Perotti, R. (1996). Growth, income distribution, and democracy: What the
data say. Journal of Economic Growth, 1(2), 149-187. doi:
10.1007/BF00138861
https://doi.org/10.1007/BF00138861...
argumenta que a desigualdade de renda possui
correlação positiva com a taxa de fertilidade. As famílias de baixa renda tendem a
aumentar a quantidade de filhos como alternativa para elevar a renda familiar, dada a
incapacidade em investir-se em educação. As famílias mais abastadas comportam-se de
maneira inversa, optando por menos filhos, com maior qualificação e saúde, buscando,
dessa forma, aumentar a renda por meio da acumulação de capital humano (Ehrhart, 2009Ehrhart, C. (2009, Feb). The effects of inequality on growth: A
survey of the theoretical and empirical literature (Working Paper No WP 2009 -
107). ECINEQ, Society for the Study of Economic Inequality. Disponível em:
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ2009-107.pdf
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ20...
).
2.3. Efeito não-linear da desigualdade no crescimento
Bénabou (2000)Bénabou, R. (2000). Unequal societies: Income distribution and the social
contract. American Economic Review, 90(1), 96-129. doi:
10.1257/aer.90.1.96
https://doi.org/10.1257/aer.90.1.96...
propôs um modelo com incompletude
no mercado de crédito, no qual a desigualdade gera concomitantemente perda e ganho de
eficiência econômica. A perda decorre da redução dos investimentos em capital humano
(indivíduos de alta renda), devido aos desestímulos gerados pela tributação. O ganho advém
do incremento nos investimentos em educação (indivíduos de baixa renda), dada a ate nuação
da restrição ao crédito (Ehrhart, 2009Ehrhart, C. (2009, Feb). The effects of inequality on growth: A
survey of the theoretical and empirical literature (Working Paper No WP 2009 -
107). ECINEQ, Society for the Study of Economic Inequality. Disponível em:
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ2009-107.pdf
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ20...
). Galor (2010)Galor, O. (2010). The 2008 Lawrence R. Klein lecture-Comparative Economic
Development: insights from unified growth theory. International Economic Review,
51(1), 1-44. doi: 10.1111/j.1468-354.2009.00569.x
https://doi.org/10.1111/j.1468-354.2009....
propõe a unificação da visão fundamentada
na hipótese de Kaldor com a abordagem dos mercados de crédito imperfeitos. O efeito da
desigualdade no crescimento dependeria do PIB per capita, sendo a acumulação de capital,
físico e humano, o motor do crescimento. Para níveis baixos do PIB, o capital físico é o
principal determinante do crescimento, verificando-se a hipótese de Kaldor, com o aumento
da poupança suplantando o efeito negativo da desigualdade no acumulo de capital humano,
dado o crédito restrito. Já em níveis elevados do PIB, o capital humano torna-se a
principal engrenagem do crescimento e os malefícios ocasionados pela restrição de crédito
tornam-se superiores aos benefícios propiciados pela acumulação de capital físico (Galor, 2010Galor, O. (2010). The 2008 Lawrence R. Klein lecture-Comparative Economic
Development: insights from unified growth theory. International Economic Review,
51(1), 1-44. doi: 10.1111/j.1468-354.2009.00569.x
https://doi.org/10.1111/j.1468-354.2009....
).
2.4. Evidências empíricas
2.4.1. Efeito negativo da desigualdade no crescimento
Fishlow (1996)Fishlow, A. (1996). Inequality, poverty and growth: Where do we stand? In M.
Bruno & B. Pleskovic (Eds.), Annual world bank conference on development
economics 1995 (pp. 25-39). Washington, D.C.: The World Bank. Disponível em:
http://documents.worldbank.org/curated/en/1996/05/696570/annual-world-bank-conference-development-economics-1995
http://documents.worldbank.org/curated/e...
arguiu que a forte correlação
negativa entre desigualdade e crescimento encontrada nos estudos da década de 90 advém
de variável omitida (relacionada à educação) e do fato de não considerar-se as
características regionais dos países. Corrigindo para estas variáveis omitidas, Deininger e Squire (1996Deininger, K., & Squire, L. (1996). A new data set measuring income
inequality. World Bank Economic Review, 10(3), 565-591. doi:
10.1093/wber/10.3.565
https://doi.org/10.1093/wber/10.3.565...
, 1998Deininger, K., & Squire, L. (1998). New ways of looking at old issues:
Inequality and growth. Journal of Development Economics, 57(2), 259-287.
doi: 10.1016/S0304-3878(98)00099-6
https://doi.org/10.1016/S0304-3878(98)00...
) (incluindo dummies regionais) e Alesina e Rodrik (1994)Alesina, A., & Rodrik, D. (1994). Distributive politics and economic
growth. Quarterly Journal of Economics, 109(2), 465-490. doi:
10.2307/2118470
https://doi.org/10.2307/2118470...
(controlando os níveis de escolaridade primária e PIB
per capita) encontraram efeito negativo da desigualdade no crescimento.
Entretanto, os autores acima utilizaram o Gini para medir a desigualdade de distribuição de terras como proxy para controlar a desigualdade de distribuição de riqueza. No entanto, para Griffin e Ickowitz (1997)Griffin, K., & Ickowitz, A. (1997, Nov). The distribution of wealth and the pace of development (Working Paper No 3). United Nations Development Programme, Social Development and Poverty Elimination Division., variáveis de concentração de terras são inadequadas, pois consideram-se apenas a renda dos donos de terras, a posse da terra (distribuída, quase sempre, de forma mais equânime) e cada fazenda como uma unidade de propriedade individual.
Knowles (2005)Knowles, S. (2005). Inequality and economic growth: The empirical
relationship reconsidered in the light of comparable data. Journal of Development
Studies, 41(1), 135-159. doi: 10.1080/0022038042000276590
https://doi.org/10.1080/0022038042000276...
ressalta que o comportamento e os
padrões da distribuição de renda, famílias, indi víduos e o sistema de tributação
costumam ser distintos entre os países. Visando minimizar problemas de heterogeneidade
nas análises cross-country, Deininger e Squire
(1996)Deininger, K., & Squire, L. (1996). A new data set measuring income
inequality. World Bank Economic Review, 10(3), 565-591. doi:
10.1093/wber/10.3.565
https://doi.org/10.1093/wber/10.3.565...
e Perotti (1996)Perotti, R. (1996). Growth, income distribution, and democracy: What the
data say. Journal of Economic Growth, 1(2), 149-187. doi:
10.1007/BF00138861
https://doi.org/10.1007/BF00138861...
propuseram
transformações nos dados de “alta qualidade” brutos. No entanto, mesmo com melhora,
admitiu-se que a relação entre as várias categorias de renda e despesas fosse constante
entre os países e ao longo do tempo (Knowles,
2005Knowles, S. (2005). Inequality and economic growth: The empirical
relationship reconsidered in the light of comparable data. Journal of Development
Studies, 41(1), 135-159. doi: 10.1080/0022038042000276590
https://doi.org/10.1080/0022038042000276...
). Panizza (2002)Panizza, U. (2002). Income inequality and economic growth: Evidence from
american data. Journal of Economic Growth, 7(1), 25-41. doi:
10.1023/A%3A1013414509803
https://doi.org/10.1023/A%3A101341450980...
, ao analisar por
painel os 48 estados norte-americanos utilizando o estimador GMM, evidenciou efeito
negativo. Contudo, a adoção de métricas distintas de desigualdade resultou em
variabilidade contundente no efeito da desigualdade no crescimento. Diante disso, Panizza (2002)Panizza, U. (2002). Income inequality and economic growth: Evidence from
american data. Journal of Economic Growth, 7(1), 25-41. doi:
10.1023/A%3A1013414509803
https://doi.org/10.1023/A%3A101341450980...
afirma que não se pôde confirmar que o
efeito da desigualdade seja necessariamente negativo.
2.4.2. Efeito positivo da desigualdade no crescimento
Li e Zou (1998)Li, H., & Zou, H.-f. (1998). Income inequality is not harmful for
growth: Theory and evidence. Review of Development Economics, 2(3),
318-334. doi: 10.1111/1467-9361.00045
https://doi.org/10.1111/1467-9361.00045...
sugeriram que a premissa de que
o efeito da desigualdade no crescimento é negativo deveria ser revista, pois os
resultados obtidos em sua análise em painel, na qual controlou-se os efeitos não
observáveis dos países, se contrapuseram as evidências encontradas nos anos 90. Forbes (2000)Forbes, K. J. (2000). A reassessment of the relationship between inequality
and growth. American Economic Review, 90(4), 869-887. doi:
10.1257/aer.90.4.869
https://doi.org/10.1257/aer.90.4.869...
argui que o viés desses estudos decorre
de endogeneidade advinda de variável omitida. Pelo estimador GMM, controlando-se por
escolaridade, PIB e investimentos, e utilizando-se Efeitos-Fixos com dummies temporais
(controle de choques econômicos) e regionais (controle de variável omitida), Forbes (2000)Forbes, K. J. (2000). A reassessment of the relationship between inequality
and growth. American Economic Review, 90(4), 869-887. doi:
10.1257/aer.90.4.869
https://doi.org/10.1257/aer.90.4.869...
evidenciou efeito positivo da
desigualdade.
Aghion et al. (1999Aghion, P., Caroli, E. & Garcia-Penalosa, C. (1999). Inequality and
economic growth: The perspective of the new growth theories. Journal of Economic
Literature, 37 (4), 1615-1660. doi: 10.1257/jel.37.4.1615
https://doi.org/10.1257/jel.37.4.1615...
, pp.1618–1619) ressaltam
três problemas no trabalho de Forbes (2000)Forbes, K. J. (2000). A reassessment of the relationship between inequality
and growth. American Economic Review, 90(4), 869-887. doi:
10.1257/aer.90.4.869
https://doi.org/10.1257/aer.90.4.869...
.
Primeiro, o estimador “GMM utilizado resulta em erros padrão excessivamente pequenos
quando a amostra é pequena, levando-se a questionar a significância dos coeficientes”.
Segundo, o uso incorreto de defasagem nos regressores, pois como padrão admite-se que a
desigualdade exerça efeito ao longo de cinco anos no crescimento. E por fim, a exclusão
da amostra de países, dos quais não se obtiveram dados de “alta qualidade”. Roodman (2009)Roodman, D. (2009). A note on the theme of too many instruments.
Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 71(1), 135-158. doi:
10.1111/j.1468-0084.2008.00542.x
https://doi.org/10.1111/j.1468-0084.2008...
ressalta, ainda, que o uso excessivo
de instrumentos relativo ao número de observações pode ter ocasionado problema de
over-fitting, não se expurgando, assim, a endogeneidade e aproximando
a estimação da obtida por MQO.
2.5. Efeito não-linear da desigualdade no crescimento
Utilizando dados de “alta qualidade” e separando a amostra em países desenvolvidos e em
desenvolvimento, Barro (2000)Barro, R. J. (2000). Inequality and growth in a panel of countries.
Journal of Economic Growth, 5(1), 5-32. doi:
10.1023/A:1009850119329
https://doi.org/10.1023/A:1009850119329...
evidenciou efeito
não-linear, com impacto positivo da desigualdade no crescimento dos países desenvolvidos e
negativo nos demais. Banerjee e Duflo (2003)Banerjee, A. V., & Duflo, E. (2003). Inequality and growth: What can the
data say? Journal of Economic Growth, 8(3), 267-299. doi:
10.1023/A:1026205114860
https://doi.org/10.1023/A:1026205114860...
apontam a não-linearidade como o motivo das divergências empíricas entre os estudos, que
admitem, em sua maioria, causalidade linear. Ao realizarem regressões replicando as
técnicas de estimação utilizadas nas principais pesquisas feitas, tais autores concluíram
não haver evidências de que a técnica de Efeitos-Fixos tenha expurgado o viés da
endogeneidade. Assim, a forma mais eficiente de identificar o efeito da desigualdade no
cres cimento seria conceber não-linearidade na estimação. Gregorio e Lee (2004)Gregorio, J. D., & Lee, J.-W. (2004). Growth and adjustment in East Asia
and Latin America. Economia, 5(1), 69--134. e Fielding e Torres
(2006)Fielding, D., & Torres, S. (2006). A simultaneous equation model of
economic development and income inequality. The Journal of Economic Inequality,
4(3), 279-301. doi: 10.1007/s10888-005-9016-2
https://doi.org/10.1007/s10888-005-9016-...
arguem que a desigualdade exerce efeito indireto no crescimento, por
possuir correlação com outras variáveis que também o afetam. Barro (2008)Barro, R. J. (2008, Jan). Inequality and growth revisited
(Working Papers on Regional Economic Integration No 11). Asian Development Bank.
Disponível em: http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011.html
http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011...
investigou possíveis efeitos indiretos, analisando a
interação da desigualdade com a fertilidade (efeito positivo), democracia (efeito
negativo) e ensino secundário (efeito negativo). Os resultados da interação das variáveis
com o Gini não obtiveram significância estatística ou resultaram em coeficientes muito
pequenos, sendo desse modo, suplantados pelo efeito direto da desigualdade no crescimento
(Barro, 2008Barro, R. J. (2008, Jan). Inequality and growth revisited
(Working Papers on Regional Economic Integration No 11). Asian Development Bank.
Disponível em: http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011.html
http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011...
).
2.5.1. A influência do método econométrico e composição da amostra
Voitchovsky (2005Voitchovsky, S. (2005). Does the profile of income inequality matter for
economic growth? Distinguishing between the effects of inequality in different parts of
the income distribution. Journal of Economic Growth, 10(3), 273-296. doi:
10.1007/s10887-005-3535-3
https://doi.org/10.1007/s10887-005-3535-...
, p.290) argumenta que há um
padrão nos resultados encontrados na literatura, no qual “o efeito da desigualdade no
crescimento é sensível à técnica econométrica utilizada”. A autora argui que técnicas
que valem-se mais da “variação das séries temporais nos dados tendem a indicar efeito
positivo da desigualdade no crescimento (e.g. Forbes,
2000Forbes, K. J. (2000). A reassessment of the relationship between inequality
and growth. American Economic Review, 90(4), 869-887. doi:
10.1257/aer.90.4.869
https://doi.org/10.1257/aer.90.4.869...
)”. Já métodos que utilizam mais os dados cross-section “tendem a indicar
efeito negativo (e.g. Alesina & Rodrik,
1994Alesina, A., & Rodrik, D. (1994). Distributive politics and economic
growth. Quarterly Journal of Economics, 109(2), 465-490. doi:
10.2307/2118470
https://doi.org/10.2307/2118470...
)”. Para de Dominicis et al. (2008de Dominicis, L., Florax, R. J. G. M. & de Groot, H. L. F. (2008). A
meta-analysis on the relationship between income inequality and economic growth.
Scottish Journal of Political Economy, 55(5), 654-682. doi:
10.1111/j.14679485.2008.00470.x
https://doi.org/10.1111/j.14679485.2008....
,
p.670) as divergências empíricas encontradas (Barro,
2000Barro, R. J. (2000). Inequality and growth in a panel of countries.
Journal of Economic Growth, 5(1), 5-32. doi:
10.1023/A:1009850119329
https://doi.org/10.1023/A:1009850119329...
, 2008Barro, R. J. (2008, Jan). Inequality and growth revisited
(Working Papers on Regional Economic Integration No 11). Asian Development Bank.
Disponível em: http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011.html
http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011...
; Bénabou, 2000Bénabou, R. (2000). Unequal societies: Income distribution and the social
contract. American Economic Review, 90(1), 96-129. doi:
10.1257/aer.90.1.96
https://doi.org/10.1257/aer.90.1.96...
; Forbes, 2000Forbes, K. J. (2000). A reassessment of the relationship between inequality
and growth. American Economic Review, 90(4), 869-887. doi:
10.1257/aer.90.4.869
https://doi.org/10.1257/aer.90.4.869...
;
Knowles, 2005Knowles, S. (2005). Inequality and economic growth: The empirical
relationship reconsidered in the light of comparable data. Journal of Development
Studies, 41(1), 135-159. doi: 10.1080/0022038042000276590
https://doi.org/10.1080/0022038042000276...
; Perotti, 1996Perotti, R. (1996). Growth, income distribution, and democracy: What the
data say. Journal of Economic Growth, 1(2), 149-187. doi:
10.1007/BF00138861
https://doi.org/10.1007/BF00138861...
) podem ser atribuídas “às diferenças nos tipos de dados
utilizados, do método de estimativa, qualidade dos dados, o período de tempo
considerado, e cobertura da amostra”. Deininger e Okidi
(2003)Deininger, K., & Okidi, J. (2003). Growth and poverty reduction in
Uganda, 1999-2000: Panel data evidence. Development Policy Review, 21(4),
481-509. doi: 10.1111/1467-7679.00220
https://doi.org/10.1111/1467-7679.00220...
e Bourguignon (2004)Bourguignon, F. (2004, Mar). The poverty-growth-inequality
triangle (Working Paper No 125). New Delhi, India: Indian Council for Research
on International Economic Relations. Disponível em:
http://siteresources.worldbank.org/INTPGI/Resources/342674-1206111890151/15185_ICRIER_paper-final.pdf
http://siteresources.worldbank.org/INTPG...
defendem que
estudos em um único país (Deininger & Okidi,
2003Deininger, K., & Okidi, J. (2003). Growth and poverty reduction in
Uganda, 1999-2000: Panel data evidence. Development Policy Review, 21(4),
481-509. doi: 10.1111/1467-7679.00220
https://doi.org/10.1111/1467-7679.00220...
; Panizza, 2002Panizza, U. (2002). Income inequality and economic growth: Evidence from
american data. Journal of Economic Growth, 7(1), 25-41. doi:
10.1023/A%3A1013414509803
https://doi.org/10.1023/A%3A101341450980...
) obtêm resultados
mais robustos, devido ao maior controle das variáveis não observáveis oriundas de
características distintivas dos países.
No entanto, a maioria dos trabalhos empíricos sobre desigualdade e crescimento utiliza
dados cross country, ao invés de microdados de um único país (Otter, 2009Otter, T. (2009, April). Does inequality harm income mobility and
growth? An assessment of the growth impact of income and education inequality in
Paraguay 1992-2002 (IAI Discussion Paper No 188). Ibero-America Institute for
Economic Research. Disponível em:
http://EconPapers.repec.org/RePEc:got:iaidps:188
http://EconPapers.repec.org/RePEc:got:ia...
). Grande parte dessas pesquisas tem so frido críticas
acerca da qualidade, consistência e comparabilidade dos dados utilizados, principalmente
em relação às séries históricas de desigualdade (Schipper & Hoogeveen, 2005Schipper, Y., & Hoogeveen, J. G. (2005, May). Which inequality
matters? Growth evidence based on small area welfare estimates in Uganda
(Policy Research Working Paper No WPS 3592). Washington, DC: World Bank. Disponível em:
http://documents.worldbank.org/curated/en/2005/05/5800534/inequality-matters-growth-evidence-based-small-area-welfare-estimates-uganda
http://documents.worldbank.org/curated/e...
; Sierminska et
al., 2006Sierminska, E., Brandolini, A. & Smeeding, T. (2006). The Luxembourg
Wealth Study: A cross-country comparable database for household wealth research.
The Journal of Economic Inequality, 4(3), 375-383. doi:
10.1007/s10888-006-9030-z
https://doi.org/10.1007/s10888-006-9030-...
). Atkinson e Brandolini (2009)Atkinson, A. B., & Brandolini, A. (2009). On data: A case study of the
evolution of income inequality across time and across countries. Cambridge Journal
of Economics, 33(3), 381-404. doi: 10.1093/cje/bel013
https://doi.org/10.1093/cje/bel013...
e Banerjee e Duflo (2003)Banerjee, A. V., & Duflo, E. (2003). Inequality and growth: What can the
data say? Journal of Economic Growth, 8(3), 267-299. doi:
10.1023/A:1026205114860
https://doi.org/10.1023/A:1026205114860...
destacam que as
agências nacionais de estatística responsáveis pela compilação dos dados utilizam
metodologias distintas, o que dificulta a comparabilidade. Devido à esses fatores, as
pesquisas cross-country combinam de forma inconsistente dados heterogêneos não
comparáveis. Tal procedimento é inadequado, uma vez que o comportamento da distribuição
de renda e os padrões de distribuição de famílias e indivíduos variam entre os países
(Ehrhart, 2009Ehrhart, C. (2009, Feb). The effects of inequality on growth: A
survey of the theoretical and empirical literature (Working Paper No WP 2009 -
107). ECINEQ, Society for the Study of Economic Inequality. Disponível em:
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ2009-107.pdf
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ20...
; Knowles, 2005Knowles, S. (2005). Inequality and economic growth: The empirical
relationship reconsidered in the light of comparable data. Journal of Development
Studies, 41(1), 135-159. doi: 10.1080/0022038042000276590
https://doi.org/10.1080/0022038042000276...
). Ao combinar dados de diversos países, os estudos assumem a
hipótese de constância nos parâmetros estimados, desconsiderando-se os efeitos dos
fatores específicos dos países, quase sempre advindos de variáveis não observáveis.
Dessa forma, as inferências causais nesses estudos carecem de poder explicativo (Brock & Durlauf, 2001Brock, W. A., & Durlauf, S. N. (2001). What have we learned from a
decade of empirical research on growth? Growth empirics and reality. World Bank
Economic Review, 15(2), 229-271. doi: 10.1093/wber/15.2.229
https://doi.org/10.1093/wber/15.2.229...
; Deininger & Okidi, 2003Deininger, K., & Okidi, J. (2003). Growth and poverty reduction in
Uganda, 1999-2000: Panel data evidence. Development Policy Review, 21(4),
481-509. doi: 10.1111/1467-7679.00220
https://doi.org/10.1111/1467-7679.00220...
).
Estudos feitos em um único país com dados provenientes de uma mesma pesquisa domiciliar
têm os problemas de comparabilidade atenuados, dado que os questionários aplicados, as
definições adotadas, os contextos cultural e institucional, dentre outras questões, são
mais homogêneos (Deininger & Okidi, 2003Deininger, K., & Okidi, J. (2003). Growth and poverty reduction in
Uganda, 1999-2000: Panel data evidence. Development Policy Review, 21(4),
481-509. doi: 10.1111/1467-7679.00220
https://doi.org/10.1111/1467-7679.00220...
;
Otter, 2009Otter, T. (2009, April). Does inequality harm income mobility and
growth? An assessment of the growth impact of income and education inequality in
Paraguay 1992-2002 (IAI Discussion Paper No 188). Ibero-America Institute for
Economic Research. Disponível em:
http://EconPapers.repec.org/RePEc:got:iaidps:188
http://EconPapers.repec.org/RePEc:got:ia...
; Sierminska et al., 2006Sierminska, E., Brandolini, A. & Smeeding, T. (2006). The Luxembourg
Wealth Study: A cross-country comparable database for household wealth research.
The Journal of Economic Inequality, 4(3), 375-383. doi:
10.1007/s10888-006-9030-z
https://doi.org/10.1007/s10888-006-9030-...
). Para Bourguignon
(2004)Bourguignon, F. (2004, Mar). The poverty-growth-inequality
triangle (Working Paper No 125). New Delhi, India: Indian Council for Research
on International Economic Relations. Disponível em:
http://siteresources.worldbank.org/INTPGI/Resources/342674-1206111890151/15185_ICRIER_paper-final.pdf
http://siteresources.worldbank.org/INTPG...
, os estudos cross-country que in vestigaram crescimento e desigualdade e
não obtiveram significância estatística em seus resultados não rejeitam a hipótese de
existência de correlação ou causalidade entre as variáveis. Tais estudos apenas reforçam
o fato de que as especificidades dos países são cruciais na forma como tais fenômenos
interagem. Dessa forma torna-se quase inviável que se façam generalizações aplicáveis a
todas as nações (Bourguignon, 2004Bourguignon, F. (2004, Mar). The poverty-growth-inequality
triangle (Working Paper No 125). New Delhi, India: Indian Council for Research
on International Economic Relations. Disponível em:
http://siteresources.worldbank.org/INTPGI/Resources/342674-1206111890151/15185_ICRIER_paper-final.pdf
http://siteresources.worldbank.org/INTPG...
).
3. DADOS E METODOLOGIA
A amostra é composta por dados secundários das 27 Unidades Federativas brasileiras, compreendendo o período entre 1995 a 2009. As informações tiveram como fonte as bases de dados do IPEADATA, IBGE, PNUD, PNAD/IBGE, SCN/IBGE, SIM-DATASUS, MDIC, STN. Os valores monetários estão em Reais constantes (ano-base 2000), deflacionados pelo Deflator de Transformação do PIB Implícito do IPEA. Os valores foram transformados em Logaritmo Neperiano ou em Taxas (e.g. Receitas Públicas/PIB).
3.1. Procedimentos metodológicos
Os estudos de desigualdade e crescimento da década de 90 adotaram o método de regressão
crosscountry com equação reduzida, no qual combina-se uma medida de desigualdade a um
conjunto de variáveis explanatórias (de Dominicis et al.,
2008de Dominicis, L., Florax, R. J. G. M. & de Groot, H. L. F. (2008). A
meta-analysis on the relationship between income inequality and economic growth.
Scottish Journal of Political Economy, 55(5), 654-682. doi:
10.1111/j.14679485.2008.00470.x
https://doi.org/10.1111/j.14679485.2008....
). Os resultados, na maioria, indicam correlação negativa robusta entre as
variáveis, assumindo, usualmente, uma relação linear do tipo
onde (lnγi,t − lnγi,t-π)i no tempo t; π o intervalo de tempo; gi,t-π a medida de desigualdade; Xi,t-π a matriz de variáveis de controle incluindo uma constante; e εi,t o termo de erro. é a média anual da taxa de crescimento do PIB per capita real do país
A principal crítica a esse tipo de abordagem é a possibilidade de existência de viés
devido a variáveis não observáveis específicas de cada país (e.g. padrões tecnológicos,
estabilidade das instituições e diferenças culturais, climáticas) que podem explicar o
crescimento econômico. Buscando controlar por tais fatores, pesquisas em painel admitem
que essas variáveis sejam constantes no tempo e utilizam mais séries temporais que dados
em cross-section (de Dominicis et al., 2008de Dominicis, L., Florax, R. J. G. M. & de Groot, H. L. F. (2008). A
meta-analysis on the relationship between income inequality and economic growth.
Scottish Journal of Political Economy, 55(5), 654-682. doi:
10.1111/j.14679485.2008.00470.x
https://doi.org/10.1111/j.14679485.2008....
).
Controlam-se, então, as características não observáveis por meio de Efeitos-Fixos ou
Aleatórios, resultando em uma equação do tipo
onde אt é o termo de Efeitos-Fixos específico no tempo; νi são as características constantes no tempo de cada país; i,t capta a parte remanescente do erro variante no tempo e nos países.
Os modelos de Efeitos-Fixos permitem a correlação das variáveis condicionais com os
efeitos não observáveis individuais. Essa técnica é utilizada para analisar o efeito de
variáveis que afetam o crescimento no longo prazo ou possuam razoável constância ao longo
do tempo (Temple, 1999Temple, J. (1999). The new growth evidence. Journal of Economic
Literature, 37(1), 112-156. doi: 10.1257/jel.37.1.112
https://doi.org/10.1257/jel.37.1.112...
). Contudo, o método ignora
efeitos persistentes, podendo resultar em conclusões imprecisas nos casos em que a maior
parte da variação advém do corte transversal (e.g. série de desigualdade). Adicional a
isso o fato da equação possuir regressores defasados compromete a hipótese de exogeneidade
estrita das variáveis explicativas (de Dominicis et al.,
2008de Dominicis, L., Florax, R. J. G. M. & de Groot, H. L. F. (2008). A
meta-analysis on the relationship between income inequality and economic growth.
Scottish Journal of Political Economy, 55(5), 654-682. doi:
10.1111/j.14679485.2008.00470.x
https://doi.org/10.1111/j.14679485.2008....
).
Uma alternativa para tais questões é o estimador GMM. Arellano e Bond (1991)Arellano, M., & Bond, S. R. (1991). Some tests of specification for panel
data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations. Review of
Economic Studies, 58(2), 277-297. doi: 10.2307/2297968
https://doi.org/10.2307/2297968...
propuseram uma regressão em painel dinâmico, na qual a
equação utilizada é diferenciada em primeira ordem, resultando em uma equação livre dos
efeitos fixos. Suponha, sem perda de generalidade, um modelo auto-regressivo:
onde γi,t é a taxa de Crescimento anual do PIB per capita dos estados i no período t; ni é um fator específico não observável dos estados; νi,t é o resíduo; e ni + vi,t = μi,t é o termo de erro. Suponha ainda que as esperanças condicionais sejam, para i = 1,...,N e t = 2,...,T,
e onde o termo de erro νi,t não seja serialmente autocorrelacionado:
para i = 1,...,N e s ≠ t.
Tem-se como condição de início, predeterminada, de γi,1,
para i = 1,...,N e t = 3,...,T.
Dados (3) a (6) a endogeneidade é tratada utilizando os regressores defasados (no mínimo
em dois períodos) como variáveis instrumentais de (3) em primeira diferença. Para estimar
o parâmetro β existem m = 0,5(T −
1)(T − 2) condições de momento suficientes para uma amostra
T (Bond et al., 2001Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
):
para t = 3,...,T e s ≥ 2.
Pode-se escrever (7) matricialmente como
onde Zi é a matriz, de dimensão (T − 2) × m,
e
é um vetor de dimensão (T − 2)× 1.
Os ganhos em relação aos outros métodos, ao utilizar-se o GMM, são ausência de viés,
oriundos dos efeitos fixos temporalmente invariantes, e consistência do estimador diante
de endogeneidade. Isso torna-se possível uma vez que o estimador minimiza a norma de
∆ν'ZWZ'∆ν,
na qual Z é a matriz de instrumentos de dimensão
M × N (T − 2) e definida por
[Z'1,Z'2,...,Z'N];
W é a matriz de ponderação;
∆ν, definida como
[∆v'1,∆v'2,...,∆v'N],
é a matriz de erros de dimensão N (T − 2) × 1.
Nesse caso, utilizar um conjunto apropriado de instrumentos, obter N
suficientemente grande e T fixo são condições necessárias para
consistência do estimador (Bond et al., 2001Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
). O
conjunto de dados dessa pesquisa possui N = 27 e T =
15.
No entanto, Blundell e Bond (1998)Blundell, R., & Bond, S. (1998). Initial conditions and moment
restrictions in dynamic panel data models. Journal of Econometrics,
87(1), 115-143. doi: 10.1016/S0304-4076(98)00009-8
https://doi.org/10.1016/S0304-4076(98)00...
realizaram uma
série de experimentos de Monte Carlo atestando que “o estimador System-GMM possui melhores
propriedades de amostra finita, em termos de viés e erro quadrático, do que o estimador
GMM” (Bun & Kleibergen, 2010Bun, M., & Kleibergen, F. (2010, April 9). GMM based inference
for panel data models. Paper presented at the 2nd Amsterdam-Bonn Workshop in
Econometrics, Amsterdam, NL. Disponível em:
https://editorialexpress.com/cgi-bin/conference/download.cgi?db_name=paneldata2010&paper_id=72
https://editorialexpress.com/cgi-bin/con...
, p.2). Na presença
de variáveis com efeito persistente, os níveis defasados da série temporal constituem uma
instrumentalização fraca após a primeira diferença quando T é pequeno.
Isso ocorre quando algumas variáveis são associadas a tamanho
(e.g. dependentes da população ou da renda agregada) ou na presença de termos dinâmicos.
O fato dos instrumentos possuírem fraca correlação com a equação em primeira diferença
ocasiona problema de correlação espúria, e a defasagem indica, de maneira errônea, a
existência de uma raiz unitária (Bond et al.,
2001Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
).
Arellano e Bover (1995)Arellano, M., & Bover, O. (1995). Another look at the instrumental
variable estimation of error-components models. Journal of Econometrics,
68(1), 29-51. doi: 10.1016/0304-4076(94)01642-D
https://doi.org/10.1016/0304-4076(94)016...
e Blundell e Bond (1998)Blundell, R., & Bond, S. (1998). Initial conditions and moment
restrictions in dynamic panel data models. Journal of Econometrics,
87(1), 115-143. doi: 10.1016/S0304-4076(98)00009-8
https://doi.org/10.1016/S0304-4076(98)00...
propõem uma condição de momento adicional ao
GMM:
para i = 1,...,N.
É condição suficiente para que se garanta (11) que a média de γi,t seja constante i,t. No entanto, essa condição de estacionaridade só se faz necessária nos primeiros momentos de γi,t. Mesmo diante da correlação entre ∆γi,t e ni, por hipótese ela assume o valor zero. Admitindo (3) a (6) e (11) adiciona-se T − 2 condições de momentos, como vê-se em (12):
para i =1,...,N e t =3,4,...,T.
Assim, por um sistema de equações, o System-GMM, “combina condições de momento para o
modelo em primeira diferença com condições de momento para o modelo em nível”. Os níveis
defasados são os instrumentos das primeiras diferenças e as primeiras diferenças defasadas
instrumentalizam a equação em nível (Bun & Kleibergen,
2010Bun, M., & Kleibergen, F. (2010, April 9). GMM based inference
for panel data models. Paper presented at the 2nd Amsterdam-Bonn Workshop in
Econometrics, Amsterdam, NL. Disponível em:
https://editorialexpress.com/cgi-bin/conference/download.cgi?db_name=paneldata2010&paper_id=72
https://editorialexpress.com/cgi-bin/con...
, p.2), onde pelo uso de (7) e (12) origina a matriz de instrumentos
(13):
onde de (9) obtem-se Zi. Reescrevendo essa nova condição de momento em forma matricial tem-se
onde (μ+i = ∆νi,3,...,∆νi,T,νi,3,...,νi,T)'.
Na presença de séries persistentes, as primeiras diferenças defasadas mostram-se
instrumentos mais eficientes para os níveis. Dada às propriedades de amostra finita, dado
a validez dos instrumentos o System-GMM é um estimador consistente (Bond et al., 2001Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
).
3.1.1. Especificações do modelo
Essa pesquisa utilizou variáveis com comportamento tipicamente persistente, como o PIB
per capita e Gini de Renda. Como visto no tópico anterior, o System-GMM mostra-se
robusto diante dessa caracte rística (Bond et al.,
2001Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
). O modelo proposto nesse trabalho é
onde i representa os estados e t o período; γi,t é a Taxa de Crescimento anual do PIB per capita; γi,t−1 é o Termo dinâmico; x1i,t é a Variável de Desigualdade; x2i,t é a Variável de Interação; x3i,t é a Taxa de Homicídios por 100.000 Habitantes; x4i,t é a Escolaridade Média; x5i,t é a Taxa de Analfabetismo; x6i,t é o Ln da Taxa de Fertilidade; x7i,t é a Esperança de Vida ao Nascer; x8i,t é o Grau de Abertura Econômica; x9i,t é a Razão das Receitas Públicas Estaduais pelo PIB; x10i,t é a Razão dos Gastos Públicos Estaduais pelo PIB; x11i,t é a Razão dos Investimentos Públicos Estaduais pelo PIB; x12i,t é a Razão dos Gastos Públicos Estaduais com Educação pelo PIB; ni é um fator específico não observável; vi,t é o resíduo.
Buscando mitigar o problema apontado por Voitchovsky
(2005)Voitchovsky, S. (2005). Does the profile of income inequality matter for
economic growth? Distinguishing between the effects of inequality in different parts of
the income distribution. Journal of Economic Growth, 10(3), 273-296. doi:
10.1007/s10887-005-3535-3
https://doi.org/10.1007/s10887-005-3535-...
de que a técnica econométrica ado tada influencia no sinal do efeito da
desigualdade no crescimento, restringiu-se a análise a um único país, com vistas a
tornar os dados mais homogêneos e controlar possíveis variáveis não-observáveis.
Buscouse ainda a construção de um modelo que incluísse variáveis de controle para os
principais canais pelos quais a desigualdade pode afetar o crescimento. Visando detectar
a presença de viés em amostra finita, Bond et al.
(2001Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
, p.7) propuseram uma metodologia na qual comparam-se os resultados
obtidos para o termo auto-regressivo pelo estimador GMM com os coeficientes obtidos por
estimativas alternativas. Os autores arguem que uma estimação por MQO de (15) “irá
resultar em uma estimativa de β1 enviesada para cima, na presença de efeitos
específicos individuais”. Nerlove (1967)Nerlove, M. (1967). Experimental evidence on the estimation of dynamic
economic relations from a time series of cross-sections. The Economic Studies
Quarterly, 18(3), 42-74. Disponível em:
http://cowles.econ.yale.edu/P/cp/p02b/p0266.pdf
http://cowles.econ.yale.edu/P/cp/p02b/p0...
, Trognon (1978)Trognon, A. (1978). Miscellaneous asymptotic properties of ordinary least
squares and maximum likelihood estimators in dynamic error components models.
Annales de l’INSEE, 30/31 (The Econometrics of Panel Data), 631-657.
doi: http://www.jstor.org/stable/20075306
https://doi.org/http://www.jstor.org/sta...
e Hsiao (2003)Hsiao, C. (2003). Analysis of panel data (2nd ed.).
Cambridge University Press. doi: 10.1017/CBO9780511754203
https://doi.org/10.1017/CBO9780511754203...
provaram que, devido às propriedades de amostra finita, em
modelos dinâmicos a correlação entre os efeitos específicos e β1 ocasiona viés
assintótico na estimação por MQO, superestimando os resultados. “A inclusão de variáveis
exógenas no processo auto-regressivo de primeira ordem não altera a direção do viés do
estimador do coeficiente da variável dependente defasada”, e identificar o viés
assintótico de um processo auto-regressivo de alta ordem mostra-se demasiadamente
difícil (Hsiao, 2003Hsiao, C. (2003). Analysis of panel data (2nd ed.).
Cambridge University Press. doi: 10.1017/CBO9780511754203
https://doi.org/10.1017/CBO9780511754203...
, p.73).
Já uma estimação por Efeitos-Fixos “resultaria em uma estimativa de β1
seriamente enviesada para baixo em painéis” com T pequeno (Bond et al., 2001Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
, p.7). Nerlove (1971)Nerlove, M. (1971). Further evidence on the estimation of dynamic economic
relations from a time series of cross sections. Econometrica, 39(2),
359-382. Disponível em: http://www.jstor.org/stable/1913350
http://www.jstor.org/stable/1913350...
, Nickell (1981)Nickell, S. J. (1981). Biases in dynamic models with fixed effects.
Econometrica, 49(6), 1417-1426. Disponível em:
http://www.jstor.org/stable/1911408
http://www.jstor.org/stable/1911408...
e Anderson e Hsiao (1982)Anderson, T. W., & Hsiao, C. (1982). Formulation and estimation of
dynamic models using panel data. Journal of Econometrics, 18(1), 47-82.
doi: 10.1016/0304-4076(82)90095-1
https://doi.org/10.1016/0304-4076(82)900...
provaram que, dada a
presença de efeitos individuais, o estimador de covariância em um painel dinâmico é
inconsistente quando utilizados Efeitos-Fixos. Quando T é fixo, não
importa quão grande seja N , o estimador será enviesado, devido à
μi ser não correlacionado com o efeito individual não
observável e ser distribuído de forma idêntica e independente, dado a Lei dos Grandes
Números (Rao, 1973Rao, C. R. (1973). Linear statistical inference and its
applications (2nd ed.). New York: Wiley.). “Isso é ocasionado por
ter-se que eliminar o efeito individual não conhecido de cada obser vação, o que cria
uma correlação de ordem 1/T entre as variáveis explanatórias e os
resíduos do modelo transformado” (Hsiao, 2003Hsiao, C. (2003). Analysis of panel data (2nd ed.).
Cambridge University Press. doi: 10.1017/CBO9780511754203
https://doi.org/10.1017/CBO9780511754203...
,
p.72):
No entanto, pode-se estimar β1 de maneira consistente pelo uso de um estimador
assintóticamente não enviesado combinado ao uso de variáveis instrumentais (Hsiao, 2003Hsiao, C. (2003). Analysis of panel data (2nd ed.).
Cambridge University Press. doi: 10.1017/CBO9780511754203
https://doi.org/10.1017/CBO9780511754203...
). Pode-se considerar que β1 foi
estimado de forma consistente quando o valor obtido encontra-se no intervalo entre a
estimação por MQO e Efeitos-Fixos. Caso o coeficiente do GMM esteja muito próximo ou
abaixo da estimativa de Efeitos-Fixos “parece provável que a estimação esteja, também,
enviesada para baixo, devido aos instrumentos fracos”, podendo ser considerado como um
indício de que o viés possa ser significante (Bond et
al., 2001Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
, p.7). Nesses casos, Bond et al.
(2001Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
, p.7) sugerem que verifique-se “a qualidade dos instrumentos pelo es tudo
de equações de forma reduzida, para variáveis dependentes defasadas, diretamente ou
considerar estimadores alternativos que possam ter melhores propriedades para amostras
finitas diante de séries persistentes”. Dado que as estimações de β1 por MQO e
Efeitos-Fixos possuem viés “em direções opostas, então, deixando de lado a variabilidade
amostral e considerações de amostra-pequena, uma estimação consistente do parâmetro deve
ficar entre esses dois extremos” (Nerlove, 1999Nerlove, M. (1999). Properties of alternative estimators of dynamic panel
models: An empirical analysis of crosscountry data for the study of economic growth. In G.
S. Maddala & C. Hsiao (Eds.), Analysis of panels and limited dependent
variable models. Cambridge, UK: Cambridge University Press.).
Isso implica que “formal mente, quando as variáveis explanatórias, com exceção de
γi,t−1, são estritamente exógenas” (Durlauf, 2005Durlauf, S. (2005). Growth econometrics. In P. Aghion & S. N. Durlauf
(Eds.), Handbook of economic growth (Vol. 1, pp. 555-677).
Elsevier., p.663), temos
onde EF é obtido pela estimação por Efeitos-Fixos; MQO é obtido pela estimação por MQO; é parâmetro consistente.
No entanto, a condição (17) pôde ser apenas intuitivamente observada nesse estudo, dado
que a endogeneidade dos regressores é tratada por meio de variáveis instrumentais.
Contudo, tanto Bond et al. (2001)Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
como Durlauf (2005)Durlauf, S. (2005). Growth econometrics. In P. Aghion & S. N. Durlauf
(Eds.), Handbook of economic growth (Vol. 1, pp. 555-677).
Elsevier. defendem que dado que o viés dos
estimadores MQO e Efeitos-Fixos possuem direções opostas, é esperado que uma estimação
consistente de β1 encontre-se entre os coeficientes obtidos por esses
métodos.
4. APRESENTAÇÃO DOS RESULTADOS
Diante da metodologia exposta, o modelo em (15) foi estimado por meio de quatro métodos
economé tricos distintos, cujos resultados encontram-se nas quatro seções seguintes, com o
intuito de identificar qual das técnicas resultaria em um β1 ∈
(β1(EF), β1(MQO)) (Bond et al., 2001Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
), o que intuitivamente suge riria que o 1 atendeu ao critério
exposto em (17) (Durlauf, 2005Durlauf, S. (2005). Growth econometrics. In P. Aghion & S. N. Durlauf
(Eds.), Handbook of economic growth (Vol. 1, pp. 555-677).
Elsevier.). Para captar a
não-linearidade entre desigualdade e crescimento, adotou-se a metodologia proposta por Barro (2000)Barro, R. J. (2000). Inequality and growth in a panel of countries.
Journal of Economic Growth, 5(1), 5-32. doi:
10.1023/A:1009850119329
https://doi.org/10.1023/A:1009850119329...
. Incluiu-se no modelo uma Variável de
Interação dada pelo produto do Ln do PIB per capita e a Variável de Desigualdade (e.g. Gini
de Renda). “Um coeficiente positivo na Variável de Interação indica que o impacto negativo
da desigualdade é maior” para valores baixos de PIB per capita. “Esse efeito atenua-se com o
aumento do PIB” até o ponto em que o “efeito estimado da desigualdade torna-se positivo”
(Barro, 2008Barro, R. J. (2008, Jan). Inequality and growth revisited
(Working Papers on Regional Economic Integration No 11). Asian Development Bank.
Disponível em: http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011.html
http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011...
, p.7):
4.1. Método dos Mínimos Quadrados (MQO) em Painel
Por ser considerado o Best Linear Unbiased Estimator (BLUE), estimou-se (15) pelo método MQO com AR(1). Os valores dos coeficientes da Variável de Desigualdade apresentados na Tabela 1 sugerem efeito negativo da desigualdade no crescimento para baixos valores de PIB per capita. Já os coeficientes com sinal positivo da Variável de Interação sugerem efeito contrário quando tem-se um PIB per capita elevado. Dessa forma, não rejeitou-se a presença de não-linearidade entre desigualdade e crescimento.
4.2. Método MQO com Efeitos-Fixos em Painel (Efeitos-Fixos)
Buscando minimizar a possível presença de viés na estimação por MQO advinda dos efeitos específi cos, estimou-se (15) pelo método dos Efeitos-Fixos. Para tal, admitiu-se que esses efeitos são constantes no tempo e permitiu-se a correlação das variáveis condicionais com os mesmos. Observa-se na Tabela 2 que houve mudança na magnitude dos valores dos coeficientes de desigualdade. Contudo, ainda não rejeita-se o efeito não-linear da desigualdade no crescimento. Isso é observado pelos sinais negativo da Variável de Desigualdade e positivo na Variável de Interação.
4.3. Método MM em Primeira Diferença (GMM)
Com vistas a mitigar o possível viés para baixo no estimador de Efeitos-Fixos devido à possibilidade do estimador de covariância ser inconsistente, dado o fato da dimensão temporal do painel ser pequena e fixa (15 anos), utilizou-se o método GMM. A equação (15) foi diferenciada em primeira ordem, resul tando em uma nova equação livre dos efeitos fixos não observáveis. A endogeneidade presente nas variáveis explanatórias foi tratada pela utilização dos regressores defasados em no mínimo dois períodos como instrumentos da nova equação, conforme sugerido na literatura. Admitiu-se que os erros não são serialmente correlacionados e os regressores foram predeterminados por ao menos um período. Os coeficientes exibidos na Tabela 3 apresentaram mudança na magnitude dos valores comparados ao MQO e Efeitos-Fixos. Novamente a não-linearidade não foi rejeitada.
4.4. Generalized Method of Moments System
Objetivando sanar o problema da fraca instrumentalização no método GMM (Teste de Sargan
de sobre-identificação apresentou Valor-p da Estatística
J 0,0000), estimou-se (15) por meio do System- GMM a partir da adição
da condição de momento (11) às condições já estabelecidas no GMM. Nas novas regressões de
(15) os níveis defasados foram usados como instrumentos para as primeiras diferenças. Já
as primeiras diferenças defasadas foram empregadas como instrumentos para a equação em
nível. Todos os instrumentos foram defasados em ao menos dois períodos, acompanhando a
literatura. O System-GMM propiciou um menor ranking de instrumentos
relativo à estimação por GMM, o que minimiza a possibilidade de
over-fitting. Nota-se na Tabela
4 que a não-linearidade na relação entre desigualdade e crescimento não foi
rejeitada, dados os coeficientes negativos da variável de Desigualdade e positivos na
variável de Interação. Os resultados foram significantes estatisticamente quando a
desigualdade foi mensurada pelo Gini de Renda, L de Theil e Taxa de
Extrema Pobreza. Desse modo, encontraram-se evidências de efeito positivo da desigualdade
diante de um PIB per capita elevado e negativo quando o PIB per capita é baixo. Tais
resultados são similares aos de Barro (2000Barro, R. J. (2000). Inequality and growth in a panel of countries.
Journal of Economic Growth, 5(1), 5-32. doi:
10.1023/A:1009850119329
https://doi.org/10.1023/A:1009850119329...
, 2008Barro, R. J. (2008, Jan). Inequality and growth revisited
(Working Papers on Regional Economic Integration No 11). Asian Development Bank.
Disponível em: http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011.html
http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011...
) e Voitchovsky
(2005)Voitchovsky, S. (2005). Does the profile of income inequality matter for
economic growth? Distinguishing between the effects of inequality in different parts of
the income distribution. Journal of Economic Growth, 10(3), 273-296. doi:
10.1007/s10887-005-3535-3
https://doi.org/10.1007/s10887-005-3535-...
.
A Taxa de Extrema Pobreza apresentou coeficiente positivo, enquanto sua variável de
Interação exibiu valor negativo. Os sinais contrários às demais medidas conflui com a
hipótese de Attanasio e Binelli (2004)Attanasio, O., & Binelli, C. (2004). Inequality, growth and
redistributive policies. In Poverty, inequality and growth: Proceedings of the
AFD-EUDN Conference, 2003 (pp. 179-223). Paris. Disponível em:
http://www.afd.fr/webdav/site/afd/shared/PUBLICATIONS/RECHERCHE/Archives/Notes-et-documents/10-notes-documents.pdf
http://www.afd.fr/webdav/site/afd/shared...
de que, dado
um cenário de extrema pobreza (entendida como um baixo nível de renda individual), a
desigualdade exerce efeito positivo no crescimento. A concentração de renda nesse ambiente
configura-se como condição suficiente para a acumulação de capital, físico e humano. à
medida que a renda agregada se eleva, verifica-se o efeito da incompletude dos mercados de
crédito (Variável de Interação negativa).
Nota-se na Tabela 5, a título de exemplificação,
que na regressão que adotou-se o método System-GMM e o Gini de renda, obtêve-se um
coeficiente β1 = −0,168797 ∈ (−0,234767, −0,124732),o que corrobora com a
metodologia proposta por Bond et al. (2001)Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
na qual
um estimador é conside rado consistente quando o coeficiente β1 encontra-se no
intervalo entre os valores resultantes das estimações por MQO e Efeitos-Fixos. Na
regressão com o L de Theil, obtêve-se β1 = −0,222484 ∈
(−0,230902, −0,128536). Os demais intervalos podem ser calculados consultando a Tabela 5.
Bond et al. (2001Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
, p.7) ressaltam que se o
coeficiente de β1 obtido pela técnica GMM for “muito próximo ou inferior à
estimativa de Efeitos-Fixos parece provável que a estimativa GMM é também enviesada para
baixo, talvez devido aos instrumentos fracos”. A título de exemplificação, na regressão do
Gini de Renda, o |β1| do estimador GMM está a uma distância de
0,222505 do |β1| obtido na estimação por MQO. Já a distância do
|β1| oriundo do estimador de Efeitos-Fixos é menor e igual a 0,11247.
A única regressão na qual o 1 do GMM ficou entre os do MQO e do Efeitos-Fixos foi na
regressão que considera a Taxa de Pobreza. No entanto, o coeficiente está mais próximo do
de Efeitos-Fixos, quando comparado ao coeficiente do System-GMM.
Com o intuito de atestar a validade das variáveis instrumentais utilizadas, aplicou-se o Teste de Sargan para sobre-identificação. Os Valores-p da Estatística J na Tabela 6 sugerem que os instrumentos utilizados em todas as regressões que adotaram o System-GMM são válidos, ou seja, não rejeitou-se a hipótese nula de que os instrumentos são não-correlacionados com o termo de erro, Cov[Z+iμi] = 0, hipótese a qual foi rejeitada no método GMM.
Desse modo, as estimações do β1 pelo método System-GMM, conforme metodologia
proposta por Bond et al. (2001)Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
, encontram-se no
intervalo entre os resultantes do MQO e Efeitos-Fixos, como visto na Tabela 5. Pode-se notar de forma intuitiva na Tabela 5 que, conforme apontado por Durlauf (2005)Durlauf, S. (2005). Growth econometrics. In P. Aghion & S. N. Durlauf
(Eds.), Handbook of economic growth (Vol. 1, pp. 555-677).
Elsevier., p lim EF
<p limSYS−GMM
<p limMQO. Além disso, como verificado na Tabela
6, os resultados obtidos para o Teste de Sargan de sobre-identificação sugerem
que os instrumentos mostraram-se válidos em todas as regressões nas quais empregou-se o
método System-GMM. Tais fatos sugerem que a técnica System-GMM mostrou-se assintóticamente
não enviesada com variáveis instrumentais válidas, condições tidas como suficientes para
que um estimador seja consistente, conforme apontado por Hsiao (2003)Hsiao, C. (2003). Analysis of panel data (2nd ed.).
Cambridge University Press. doi: 10.1017/CBO9780511754203
https://doi.org/10.1017/CBO9780511754203...
. Com base nesses resultados, as hipóteses acerca dos efeitos da
desigualdade no crescimento foram discutidas apenas com base nesse estimador.
4.5. Discussão dos resultados - método System-GMM
Como já dito no tópico anterior, a não-linearidade não foi rejeitada, como exposto na
Tabela 7, o que corrobora com Voitchovsky (2005)Voitchovsky, S. (2005). Does the profile of income inequality matter for
economic growth? Distinguishing between the effects of inequality in different parts of
the income distribution. Journal of Economic Growth, 10(3), 273-296. doi:
10.1007/s10887-005-3535-3
https://doi.org/10.1007/s10887-005-3535-...
e Barro (2000Barro, R. J. (2000). Inequality and growth in a panel of countries.
Journal of Economic Growth, 5(1), 5-32. doi:
10.1023/A:1009850119329
https://doi.org/10.1023/A:1009850119329...
, 2008Barro, R. J. (2008, Jan). Inequality and growth revisited
(Working Papers on Regional Economic Integration No 11). Asian Development Bank.
Disponível em: http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011.html
http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011...
).
Pode ser observado na Tabela 8 que a variável
Esperança de Vida apresentou sinal negativo, resultado repetido em todas as demais
técnicas de estimação adotadas nesse estudo, o que contraria a teoria do crescimento.
Mesmo que usualmente assuma-se que a Esperança de Vida impacte positivamente no
crescimento, por ser uma proxy para saúde, caso admita-se a hipótese da instabilidade
social, o efeito tende a possuir sinal contrário. Isso decorre da violência resultante da
falta de estabilidade social aumentar os gastos com saúde e segurança, o que eleva o custo
de vida geral dos indivíduos, além de direcionar recursos produtivos para atenuar os
efeitos decorrentes do ambiente instável, efeitos confluentes com Bourguignon (2004)Bourguignon, F. (2004, Mar). The poverty-growth-inequality
triangle (Working Paper No 125). New Delhi, India: Indian Council for Research
on International Economic Relations. Disponível em:
http://siteresources.worldbank.org/INTPGI/Resources/342674-1206111890151/15185_ICRIER_paper-final.pdf
http://siteresources.worldbank.org/INTPG...
.
Para analisar a hipótese da incompletude dos mercados, observou-se os coeficientes das
variáveis Escolaridade Média e Analfabetismo, as quais constituem proxies para os efeitos
da restrição do crédito no crescimento. Dada a incompletude dos mercados de crédito,
credores buscam minimizar possíveis problemas de inadimplência. Um indivíduo de baixa
renda, por não possuir dotação inicial suficiente, é impedido de acumular capital humano,
o que subutiliza o seu potencial produtivo (Aghion &
Bolton, 1992Aghion, P., & Bolton, P. (1992). Distribution and growth in models of
imperfect capital markets. European Economic Review, 36(2-3),
603-611., 1997Aghion, P., & Bolton, P. (1997). A theory of trickle-down growth and
development. Review of Economic Studies, 64(2), 151-172.; Ehrhart, 2009Ehrhart, C. (2009, Feb). The effects of inequality on growth: A
survey of the theoretical and empirical literature (Working Paper No WP 2009 -
107). ECINEQ, Society for the Study of Economic Inequality. Disponível em:
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ2009-107.pdf
http://www.ecineq.org/milano/WP/ECINEQ20...
; Piketty, 1992Piketty, T. (1992). Imperfect capital markets and persistence of
initial wealth inequalities (Discussion Paper No TE/92/255). London School of
Economics and Political Science-The Suntory and Toyota International Centres for Economics
and Related Disciplines. Disponível em: http://eprints.lse.ac.uk/19371/
http://eprints.lse.ac.uk/19371/...
,
1997Piketty, T. (1997). The dynamics of the wealth distribution and the interest
rate with credit rationing. Review of Economic Studies, 64 (2), 173-189.
Disponível em:
http://EconPapers.repec.org/RePEc:bla:restud:v:64:y:1997:i:2:p:173-89
http://EconPapers.repec.org/RePEc:bla:re...
). Isso implica em elevação dos custos de
transação para elaborar e fiscalizar os contratos de forma a garantir os pagamentos.
Devido ao aumento dos custos de transação, os investimentos realizados ficam condicionados
diretamente à renda e aos ativos dos indivíduos, o que ocasiona distorções nos padrões de
investimento. Os custos adicionais gerados resultam em um maior spread entre as taxas de
juros do rentista e do tomador de crédito, o que faz com que o crédito se torne mais
restrito à parcela da população de mais baixa renda (Banerjee & Newman, 1993Banerjee, A. V., & Newman, A. (1993). Occupational choice and the
process of development. Journal of Political Economy, 101(2), 274-298.
Disponível em:
http://EconPapers.repec.org/RePEc:ucp:jpolec:v:101:y:1993:i:2:p:274-98
http://EconPapers.repec.org/RePEc:ucp:jp...
; Galor & Zeira,
1993Galor, O., & Zeira, J. (1993). Income distribution and macroeconomics.
The Review of Economic Studies, 60(1), 35-52. doi:
10.2307/2297811
https://doi.org/10.2307/2297811...
), uma vez que os investimentos em capital humano não possuem a liquidez
necessária para servir como colateral (Carneiro &
Heckman, 2002Carneiro, P., & Heckman, J. J. (2002). The evidence on credit
constraints in post-secondary schooling. The Economic Journal, 112(482),
989-1018. doi: 10.1111/1468-0297.00075
https://doi.org/10.1111/1468-0297.00075...
). Esse mecanismo, associado às imperfeições do mercado de seguros,
faz com que os investimentos não sejam destinados aos projetos mais rentáveis e sim aos
mais seguros (Banerjee & Newman, 1991Banerjee, A. V., & Newman, A. F. (1991). Risk-bearing and the theory of
income distribution. Review of Economic Studies, 58(2), 211-235. doi:
10.2307/2297965
https://doi.org/10.2307/2297965...
).
Alesina e Rodrik (1994)Alesina, A., & Rodrik, D. (1994). Distributive politics and economic
growth. Quarterly Journal of Economics, 109(2), 465-490. doi:
10.2307/2118470
https://doi.org/10.2307/2118470...
encontraram evidencias
empíricas que sugerem que o efeito da incompletude dos mercados na taxa de crescimento
pode ser avaliado a partir dos níveis de escolaridade primária. Barro (2000)Barro, R. J. (2000). Inequality and growth in a panel of countries.
Journal of Economic Growth, 5(1), 5-32. doi:
10.1023/A:1009850119329
https://doi.org/10.1023/A:1009850119329...
adotou níveis de escolaridade como uma de suas proxies
para incompletude do mercado de créditos e evidenciou não-linearidade, com a desigualdade
exercendo efeito positivo no crescimento dos países desenvolvidos e negativo nos demais.
Barro (2008)Barro, R. J. (2008, Jan). Inequality and growth revisited
(Working Papers on Regional Economic Integration No 11). Asian Development Bank.
Disponível em: http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011.html
http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011...
investigou possíveis efeitos
indiretos ao analisar a interação da desigualdade com a fertilidade (efeito positivo),
democracia (efeito negativo) e ensino secundário (efeito negativo). Os resultados da
interação das variáveis com o Gini não apresentaram significância estatística ou
resultaram em coeficientes muito pequenos, sendo, desse modo, suplantados pelo efeito
direto da desigualdade no crescimento (Barro,
2008Barro, R. J. (2008, Jan). Inequality and growth revisited
(Working Papers on Regional Economic Integration No 11). Asian Development Bank.
Disponível em: http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011.html
http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011...
).
Como verificado na Tabela 9, nossos resultados
sugerem que a Taxa de Analfabetismo possui um coeficiente negativo e estatisticamente
significativo, de forma que não é possível rejeitar a hipótese da incompletude dos
mercados. Nesse caso, nossos resultados corroboram com evidências apresentadas por Carneiro e Heckman (2002)Carneiro, P., & Heckman, J. J. (2002). The evidence on credit
constraints in post-secondary schooling. The Economic Journal, 112(482),
989-1018. doi: 10.1111/1468-0297.00075
https://doi.org/10.1111/1468-0297.00075...
e Piketty (1997)Piketty, T. (1997). The dynamics of the wealth distribution and the interest
rate with credit rationing. Review of Economic Studies, 64 (2), 173-189.
Disponível em:
http://EconPapers.repec.org/RePEc:bla:restud:v:64:y:1997:i:2:p:173-89
http://EconPapers.repec.org/RePEc:bla:re...
nas quais indivíduos que não possuem qualificação mínima
têm o seu potencial produtivo subutilizado, o que mitiga o crescimento.
A hipótese da economia política foi testada pelas variáveis Receitas Públicas, Gastos
Públicos, Investimentos Públicos e Gastos Públicos com Educação, e os valores seguem
apresentados na Tabela 10. Dado o Teorema do
Eleitor Mediano, a desigualdade implica em maior demanda por políticas redistributivas, o
que desestimula a poupança, investimento e trabalho. Essa hipótese não foi rejeitada, dado
o efeito negativo dos Gastos Públicos, o que corrobora com Alesina e Rodrik (1994)Alesina, A., & Rodrik, D. (1994). Distributive politics and economic
growth. Quarterly Journal of Economics, 109(2), 465-490. doi:
10.2307/2118470
https://doi.org/10.2307/2118470...
. O sinal positivo das Receitas Públicas pode advir de
sua correlação positiva com o crescimento, ou seja, à medida que a o PIB cresce, maior é o
montante arrecadado pelos impostos. Desse modo, as evidências obtidas contradizem a ideia
de que a redução da desigualdade por meio de políticas redistributivas é a característica
que permite ao Brasil crescer à medida que se reduz a desigualdade.
Nesse trabalho visou-se controlar por outros dois efeitos com a inclusão do Grau de
Abertura Econômica. Primeiro, o de que sociedades com baixa estabilidade social possuem
menores capacidades de resposta a choques internacionais. Segundo, dado os influxos de
investimentos internacionais, os agen tes econômicos passam a ter acesso à tecnologia de
ponta. Como nota-se na Tabela 11, os coeficientes
obtidos nas regressões com o L de Theil, Extrema Pobreza e (10%
Ricos)/(40% Pobres) são positivos, o que corrobora com as evidências de Barro (2008)Barro, R. J. (2008, Jan). Inequality and growth revisited
(Working Papers on Regional Economic Integration No 11). Asian Development Bank.
Disponível em: http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011.html
http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011...
e Barro e
Sala-i-Martin (1995)Barro, R. J., & Sala-i-Martin, X. (1995). Economic
growth. New York: McGraw-Hill. de que maior abertura econômica é benéfica ao
crescimento.
Por fim, observa-se na Tabela 12 que o efeito isolado da desigualdade no crescimento no Brasil, de rivado de (18) e mensurado pelo Gini de renda, mostra-se positivo, o que sugere que para os níveis de PIB per capita de 2009 a desigualdade foi positiva para o crescimento. Para que o efeito negativo suplantasse o positivo, seria necessário que o PIB assumisse o valor de R$1.789,54 (Ano-base 2000). Dado um intervalo de confiança (nível de confiança de 99%), a média do Efeito está no intervalo (0,71,1,02), o que sugere fortes indícios de que esse efeito seja positivo.
5. CONCLUSÃO
A presente pesquisa visou identificar o efeito da desigualdade no crescimento. De maneira distinta aos demais estudos, que valem-se em sua maioria de modelos com equação reduzida, estimou-se um modelo que incluiu variáveis de controle dos principais canais apontados pela teoria pelos quais a desigualdade afeta o crescimento. Devido a isso, acredita-se que o controle dos efeitos indiretos da desigualdade no crescimento foi efetuado com maior acuidade.
Partiu-se da premissa de que a desigualdade possui causalidade não-linear com o
crescimento. Para verificar a existência de não-linearidade, incluiu-se como um dos
regressores uma variável de interação entre desigualdade e o Ln do PIB per capita. Os
resultados corroboraram com os de Barro (2000Barro, R. J. (2000). Inequality and growth in a panel of countries.
Journal of Economic Growth, 5(1), 5-32. doi:
10.1023/A:1009850119329
https://doi.org/10.1023/A:1009850119329...
, 2008Barro, R. J. (2008, Jan). Inequality and growth revisited
(Working Papers on Regional Economic Integration No 11). Asian Development Bank.
Disponível em: http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011.html
http://ideas.repec.org/p/ris/adbrei/0011...
) e Voitchovsky
(2005)Voitchovsky, S. (2005). Does the profile of income inequality matter for
economic growth? Distinguishing between the effects of inequality in different parts of
the income distribution. Journal of Economic Growth, 10(3), 273-296. doi:
10.1007/s10887-005-3535-3
https://doi.org/10.1007/s10887-005-3535-...
, nos quais a desigualdade exerce efeito positivo no crescimento para níveis
de PIB per capita mais elevados (coeficiente da Variável de Interação) e efeito negativo nos
de PIB baixo (coeficiente da Variável de Desigualdade). Isso contradiz a concepção teórica
proposta por Bénabou (2000)Bénabou, R. (2000). Unequal societies: Income distribution and the social
contract. American Economic Review, 90(1), 96-129. doi:
10.1257/aer.90.1.96
https://doi.org/10.1257/aer.90.1.96...
e Galor (2010)Galor, O. (2010). The 2008 Lawrence R. Klein lecture-Comparative Economic
Development: insights from unified growth theory. International Economic Review,
51(1), 1-44. doi: 10.1111/j.1468-354.2009.00569.x
https://doi.org/10.1111/j.1468-354.2009....
de que o efeito da desigualdade no crescimento possui
formato de U-invertido, confluindo com o questionamento de de Dominicis et al. (2008)de Dominicis, L., Florax, R. J. G. M. & de Groot, H. L. F. (2008). A
meta-analysis on the relationship between income inequality and economic growth.
Scottish Journal of Political Economy, 55(5), 654-682. doi:
10.1111/j.14679485.2008.00470.x
https://doi.org/10.1111/j.14679485.2008....
à essa concepção. de Dominicis et al. (2008)de Dominicis, L., Florax, R. J. G. M. & de Groot, H. L. F. (2008). A
meta-analysis on the relationship between income inequality and economic growth.
Scottish Journal of Political Economy, 55(5), 654-682. doi:
10.1111/j.14679485.2008.00470.x
https://doi.org/10.1111/j.14679485.2008....
arguem que o contexto atual dos países em
desenvolvimento é distinto do vivenciado pelos países desenvolvidos, no qual esse modelo
pôde ser verificado. Isso decorre do fato dos influxos de investimentos internacionais
permitirem aos indivíduos de baixa renda o acesso à tecnologia de ponta, o que mitiga os
efeitos positivos que a desigualdade exerce na acumulação de capital físico, dado um baixo
PIB per capita. Sendo assim, a acumulação de capital humano seria a principal engrenagem do
crescimento, mesmo sem a presença de um alto PIB per capita.
Não rejeitou-se também a hipótese da incompletude dos mercados de crédito, diante dos coeficientes negativos e significantes estatisticamente da Taxa de Analfabetismo em todas as regressões que empregaram o método System-GMM. Desse modo, as evidências sugerem que, dada a impossibilidade de se investir em educação devido principalmente ao crédito restrito, a parcela de indivíduos sem a qualificação mínima requerida pelo mercado mitiga as taxas de crescimento do PIB per capita. O argumento da economia política, dado o Teorema do Eleitor Mediano, também não foi rejeitado. Os coeficientes dos Gastos Públicos mostraram-se negativos e significantes estatisticamente, mesmo mensurando-se a desigualdade por cinco medidas distintas. Assim, as evidências sugerem que a pressão exercida pela sociedade por mais políticas redistributivas como forma de atenuar os efeitos da distinção de renda implicam em um impacto negativo na taxa de crescimento. Isso contraria a concepção de que a política redistributiva brasileira é a característica distintiva que permite ao país crescer e reduzir desigualdade concomitantemente. Essa dinâmica parece advir do fato de que a desigualdade exerce efeito negativo no crescimento para níveis de baixo PIB per capita.
A análise em um único país apresentou evidências de que os problemas de comparabilidade de
dados em Atkinson e Brandolini (2009)Atkinson, A. B., & Brandolini, A. (2009). On data: A case study of the
evolution of income inequality across time and across countries. Cambridge Journal
of Economics, 33(3), 381-404. doi: 10.1093/cje/bel013
https://doi.org/10.1093/cje/bel013...
e Banerjee e Duflo (2003)Banerjee, A. V., & Duflo, E. (2003). Inequality and growth: What can the
data say? Journal of Economic Growth, 8(3), 267-299. doi:
10.1023/A:1026205114860
https://doi.org/10.1023/A:1026205114860...
foram mitigados. Além disso, a
adoção de um modelo que incluiu variáveis de controle dos principais canais pelos quais a
desigualdade pode afetar o crescimento mostrou-se eficiente diante do problema ressaltado
por Voitchovsky (2005)Voitchovsky, S. (2005). Does the profile of income inequality matter for
economic growth? Distinguishing between the effects of inequality in different parts of
the income distribution. Journal of Economic Growth, 10(3), 273-296. doi:
10.1007/s10887-005-3535-3
https://doi.org/10.1007/s10887-005-3535-...
, no qual a técnica
econométrica pode influenciar o sinal do resultado obtido. Os resultados obtidos sugerem que
tanto as técnicas que valem-se mais da variação das séries temporais (e quetendem a indicar
efeito positivo da desigualdade) quanto os métodos que utilizam mais os dados cross-section
(e que tendem a indicar efeito negativo) apresentaram os mesmos sinais, apenas com diferença
na magnitude do efeito.
Foi possível também, após estimar-se por quatro técnicas econométricas distintas, tecer
conside rações acerca dos estimadores. Corroborando com a literatura (Bond et al., 2001Bond, S., Hoeffler, A. & Temple, J. (2001, Sept). GMM estimation
of empirical growth models (Discussion Paper Series No 2001-W21). Economics
Group, Nuffield College, University of Oxford. Disponível em:
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/papers/2001/w21/bht10.pdf
http://www.nuffield.ox.ac.uk/economics/p...
; Durlauf, 2005Durlauf, S. (2005). Growth econometrics. In P. Aghion & S. N. Durlauf
(Eds.), Handbook of economic growth (Vol. 1, pp. 555-677).
Elsevier.),
ao analisar-se os coeficientes do termo auto-regressivo, o método MQO em Painel com AR(1)
apresentou viés para cima (Hsiao, 2003Hsiao, C. (2003). Analysis of panel data (2nd ed.).
Cambridge University Press. doi: 10.1017/CBO9780511754203
https://doi.org/10.1017/CBO9780511754203...
; Nerlove, 1967Nerlove, M. (1967). Experimental evidence on the estimation of dynamic
economic relations from a time series of cross-sections. The Economic Studies
Quarterly, 18(3), 42-74. Disponível em:
http://cowles.econ.yale.edu/P/cp/p02b/p0266.pdf
http://cowles.econ.yale.edu/P/cp/p02b/p0...
; Trognon,
1978Trognon, A. (1978). Miscellaneous asymptotic properties of ordinary least
squares and maximum likelihood estimators in dynamic error components models.
Annales de l’INSEE, 30/31 (The Econometrics of Panel Data), 631-657.
doi: http://www.jstor.org/stable/20075306
https://doi.org/http://www.jstor.org/sta...
). A técnica dos Efeitos-Fixos mostrou-se en viesada para baixo (Anderson & Hsiao, 1982Anderson, T. W., & Hsiao, C. (1982). Formulation and estimation of
dynamic models using panel data. Journal of Econometrics, 18(1), 47-82.
doi: 10.1016/0304-4076(82)90095-1
https://doi.org/10.1016/0304-4076(82)900...
; Nerlove, 1971Nerlove, M. (1971). Further evidence on the estimation of dynamic economic
relations from a time series of cross sections. Econometrica, 39(2),
359-382. Disponível em: http://www.jstor.org/stable/1913350
http://www.jstor.org/stable/1913350...
; Nickell, 1981Nickell, S. J. (1981). Biases in dynamic models with fixed effects.
Econometrica, 49(6), 1417-1426. Disponível em:
http://www.jstor.org/stable/1911408
http://www.jstor.org/stable/1911408...
). Já
com relação ao estimador GMM, devido à fraca instrumentalização, obteve-se resultados
próximos aos dos Efeitos-Fixos. Por fim, a estimação por System-GMM, de forma intuitiva,
apresentou evidencias que atenderam aos critérios de consistências em (17) e ao Teste de
Sargan de sobre-identificação.
Admitindo-se a validade das premissas sobre a interação entre desigualdade, fertilidade e educação, tem-se um fato interessante para o caso brasileiro, o qual sugere-se exploração em estudos futuros. Dado que os agentes econômicos com baixa renda possuem incentivos ao aumento do número de filhos como forma alternativa para elevar a renda familiar, tem-se um efeito negativo no crescimento devido ao baixo acumulo de capital humano. As políticas redistributivas brasileiras ocasionariam um incentivo adicional a esse movimento. Pelo fato de programas como o Bolsa Escola condicionarem à assistência a frequência das crianças na escola, tem-se um desincentivo às famílias com baixa renda a buscarem qualificação fora da rede pública. Os coeficientes dos Gastos Públicos com Educação, na estimação pelo System-GMM, para o L de Theil (−2,818**)e para a Taxa de Pobreza Extrema (−2,987**), mostram evidências que sugerem tal possibilidade.
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Datas de Publicação
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Publicação nesta coleção
Apr-Jun 2015