Abertura, comércio intra-indústria e desigualdade de rendimentos: uma análise para a indústria de transformação brasileira

ECONOMIA E SOCIEDADE BRASILEIRAS

Abertura, comércio intra-indústria e desigualdade de rendimentos: uma análise para a indústria de transformação brasileira

Maria de Fátima Sales de Souza Campos^I; Álvaro Barrantes Hidalgo^II; Daniel Da Mata^III

^IProfessora do Departamento de Economia da Universidade Estadual de Londrina

^IIProfessor do Departamento de Economia da Universidade Federal de Pernambuco

^IIIInstituto de Pesquisa Econômica Aplicada (IPEA)

RESUMO

Este artigo investiga os impactos da abertura comercial e do comércio intra-indústria sobre as desigualdades salariais entre trabalhadores qualificados e menos qualificados na indústria de transformação brasileira por meio de um modelo de comércio intra-indústria. São examinados 22 gêneros da indústria de transformação brasileira no período 1992-2001, ao nível de dois e três dígitos da Classificação Nacional de Atividades Econômicas. A principal conclusão foi que a ampliação das desigualdades de renda entre trabalhadores qualificados e menos qualificados foi fortemente influenciada pela intensificação do comércio intra-industrial e que a separação do comércio intra-indústria do comércio interindústria é fundamental para o melhor entendimento dos efeitos do comércio internacional sobre os rendimentos relativos dos trabalhadores qualificados na indústria de transformação brasileira.

Palavras-chave: comércio internacional, desigualdades salariais, indústria de transformação, dados de painel.

Classificação JEL: F16, J31.

ABSTRACT

This paper investigates the impacts of the trade opening and the intra-industry trade on wage inequalities between qualified and less qualified workers in the Brazilian manufacturing industry through a model of intra-industry trade. Twenty-two kinds of Brazilian manufacturing industry during the period from 1992-2001 were examined,onthe leveloftwo andthree digits of the "Classificação Nacional de Atividades Econômicas "(National Classification of Economic Activities). The main conclusion was that the magnifying of income inequalities between qualified and less qualified workers was strongly influenced by the intensification of intra-industry trade and that separating intra-industry trade from inter-industry trade is fundamental for a better understanding of the effects of international trade on therelativeincomeofskilled workersin the Brazilian manufacturing industry.

Key words: international trade, wage inequalities, manufacturing industry, panel data.

JELClassification: F16, J31.

1_ Introdução

No período recente, tem crescido o interesse dos analistas pelas implicações da liberalização comercial sobre o emprego, o preço dos fatores e a distribuição de renda. Parte desse interesse deve-se à ampliação das desigualdades de rendimento entre os trabalhadores qualificados e os não qualificados, não apenas em países desenvolvidos, mas também em economias em desenvolvimento.

Os estudos realizados para economias desenvolvidas indicam que os determinantes dessas desigualdades podem estar associados às variáveis ligadas ao comércio internacional, às características da oferta e demanda no mercado de trabalho, bem como à adoção de tecnologia com viés para o trabalho qualificado, entre outros fatores.¹

Em países em desenvolvimento, as pesquisas revelaram que, durante a década de 1980, países como Chile, México, Costa Rica e Uruguai experimentaram uma ampliação das desigualdades em favor dos trabalhadores qualificados, acompanhada por um crescimento na demanda por este fator (Hanson e Harrison, 1995; Robbins, 1996; Beyer, Rojas e Vergara, 1999, inter alia).

No caso brasileiro, a relação entre abertura comercial, comércio e desigualdades salariais ainda é pouco explorada. Arbache (2001); Menezes-Filho e Rodrigues Júnior (2001) e Gonzaga, Menezes-Filho e Terra (2002), entre outros, observaram que, na década de 1990, houve uma ampliação das desigualdades de rendimentos em favor dos trabalhadores qualificados, resultado contrário ao preconizado pelo modelo Heckscher - Ohlin - Samuelson (HOS). Apontam que um dos motivos foi o crescimento da demanda por trabalho qualificado. Contudo, o assunto permanece controverso, já que os trabalhos de Machado (1997), Ferreira e Machado (2001) e Sacconato e Menezes-Filho (2001) encontraram evidências que dão suporte às predições de HOS.

Os estudos para a economia brasileira não são conclusivos, mas reforçam a necessidade de buscar métodos alternativos de análise que incorporem a questão dos rendimentos crescentes e mescala e o possível viés na demanda por trabalho qualificado. Também mostraram que há certa complementaridade entre tecnologia e trabalho qualificado. Nesse sentido, é particularmente importante verificar em que medida a abertura comercial e a ampliação do processo de transferência de tecnologia vêm afetando a estrutura de emprego e salários na indústria de transformação brasileira.

Cabe ressaltar que a maioria das pesquisas que procurou relacionar abertura comercial e desigualdades de rendimentos no Brasil não utilizou variáveis ligadas ao comércio, restringindo-se a análises com base nos dados da Pesquisa Nacional por Amostragem de Domicílios (PNAD), o que pode ter contribuído para que os efeitos da abertura sobre emprego e salários fossem subestimados.

Uma relação pouco explorada na literatura internacional, e ainda inédita no Brasil, diz respeito aos efeitos do comércio intra-indústria sobre as desigualdades salariais. De acordo com Johnson (1997), no período 1980-1994, fatores baseados na demanda, tais como uma crescente abertura ao comércio internacional, são os principais responsáveis pelo aumento nas desigualdades de renda-salário, existindo forte correlação entre índice de Grubel e Lloyd (1975) de comércio intra-indústria e salários relativos de trabalhadores administrativos (qualificados).

Lovely e Richardson (2000), ao investigarem a relação entre comércio internacional, salários e prêmio pela qualificação de trabalhadores americanos entre 1981 e 1992 constataram que trabalhadores americanos qualificados (educados) parecem ter recebido prêmios maiores por sua qualificação nas indústrias e nos anos em que o comércio intra-indústria com os novos países industrializados foi maior, ocorrendo o inverso para trabalhadores com baixa qualificação.

Para Dinopoulos, Syropoulos e Xu (2001), as evidências empíricas encontradas, apesar de preliminares, dão suporte à hipótese de correlação positiva entre comércio intra-indústria e aumento nas desigualdades de renda e salário.

No caso brasileiro, o trabalho de Hidalgo (1993a) comprova a existência de correlação positiva entre comércio intra-indústria e salários reais, servindo como ponto de partida para o estudo em questão. Dessa forma, este trabalho buscará estabelecer relações entre a abertura, o crescimento do comércio intra-industrial e as mudanças na estrutura de emprego e salários relativos no Brasil. Procura-se resposta para a seguinte questão: em que medida a abertura comercial e o comércio intra-indústria afetaram a desigualdade de rendimentos na indústria de transformação brasileira?²

Pressupõe-seque,emumambiente de concorrência imperfeita e de rendimentos crescentes de escala, a abertura comercial e a integração econômica promovam a intensificação do comércio intra-indústria que, na presença deviés para o trabalho qualificado, estimulará a demanda por mão-de-obra qualificada, em detrimento do trabalho não qualificado, aumentando o salário relativo do trabalhador qualificado, tal como preconizado por Lovely e Richardson (2000) e pelo modelo de Dinopoulos, Syropoulos e Xu (2001).

Tendo em vista que o nível de qualificação do trabalhador não é diretamente mensurável, a literatura especializada costuma utilizar duas proxies para qualificação:

i. o nível de escolaridade formal do trabalhador, sendo considerado qualificado aquele indivíduo que possui quinze ou mais anos de estudo e não qualificado os indivíduos que possuem menos de quinze anos de estudo e;

ii. a posição do trabalhador na firma, onde são considerados qualificados os trabalhadores que exercem funções na área administrativa, e como não qualificados os trabalhadores diretamente ligados à produção.

Neste estudo, a variável utilizada para qualificação é a posição do trabalhador na firma, uma vez que é essa a informação disponível na Pesquisa Industrial Anual (PIA).

O artigo encontra-se dividido em quatro seções, além desta introdução. Na seção seguinte, faz-se uma análise dos impactos da abertura comercial e da mudança tecnológica sobre o mercado de trabalho industrial brasileiro, com ênfase na indústria de transformação. Na seção três, apresentam-se os procedimentos empíricos e a definição das variáveis utilizadas. Os resultados obtidos são apresentados e analisados na seção 4. Por último, reúnem-se as considerações finais.

2_ Mudanças na estrutura do comércio exterior da indústria de transformação brasileira após a abertura comercial

No período compreendido entre 1990 e 2002, a economia brasileira experimentou um crescimento dos fluxos de comércio. As exportações brasileiras totais em valor aumentaram92%noperíodo,passandode US$ 31,4 bilhões em 1990 para US$ 60,4 bilhões em 2002, ou seja, expandiram-se a uma taxa média de 5,15% a.a., de acordo com as informações do Banco Central do Brasil (BACEN).

A participação das exportações brasileiras no PIB brasileiro, em valor, passou de 6,7% em 1990 para 11,4% em 2001. As exportações nacionais mostraram-se dinâmicas: cresceram cerca de US$ 26,8 bilhões entre 1990 e 2001, um crescimento expressivo de 5,28% a. a., em média, ou 85,35% em 11 anos. Esse comportamento foi superior ao verificado para o total das exportações mundiais, que cresceram de 76,80% nomesmo período. Apesar disso, a participação média do valor das exportações brasileiras (FOB) em relação ao valor total das exportações mundiais manteve-se praticamente estabilizada em torno de 0,94% entre 1990 e 2001, de acordo com as informações divulgadas pelo Ministério do Desenvolvimento, da Indústria e Comércio Exterior (2004).

Ressalta-se que as exportações brasileiras foram duramente penalizadas pela manutenção de uma taxa de câmbio nominal quase fixa, utilizada como âncora cambial no Plano Real. A estratégia era utilizar a taxa de câmbio como instrumento de estabilização dos preços inter-nos, mesmo com os riscos inerentes ao regime de taxa de câmbio fixa, com a imobilização da política monetária.

Ao longo do período de análise, a participação do valor das exportações de produtos de alta tecnologia³ em relação ao total exportado pela indústria de transformação cresceu 10,88 pontos percentuais, passando de 32,8% em 1990 para 43,68% em 2001.

Em nível de setor, tem-se que a indústria siderúrgica teve sua participação reduzida de 15,14% em 1990 para 7,79% em 2001, uma redução expressiva de 7,35 pontos percentuais.

Conforme ressalta o BNDES (1998a), deve-se considerar que as restrições comerciais impostas às exportações de produtos siderúrgicos brasileiros destinados a países do Mercosul, bem como as quotas de importação estabelecidas pelos Estados Unidos, também contribuíram para limitar as exportações do setor.

A participação das exportações da indústria de veículos automotores, peças e outros equipamentos de transporte (inclusive aeronaves e embarcações) no total exportado pelos setores elencados passou de 9,02% em 1990 para 16,88% em 2001, um crescimento espetacular de 7,86 pontos percentuais. Em números absolutos, esse crescimento correspondeu a US$ 5,76 bilhões.

A participação das exportações da indústriadecelulose,papelegráficanasexportações totais atingiram 7,82% em 1995, mas retornou ao nível de 1990 em 2001.

As exportações da indústria de couro e calçados ampliaram-se em cerca de US$ 1,13 bilhão entre 1990 e 2001. Contudo, o desempenho das exportações do setor de calçados foi afetado pela competição acirrada com os produtos chineses; a China já era, em 1997, o maior exportador individual em volume para o mercado americano, principal mercado consumidor para a indústria brasileira de calçados (BNDES, 1998b).

Com relação aos setores intensivos em recursos naturais (alimentos, fumo e produtos químicos orgânicos), no período 1990-2001, a participação desses setores no valor das exportações totais da indústria de transformação foi reduzida em 5,89 pontos percentuais (de 23,63% para 17,74%).

A indústria de produtos alimentares e bebidas foi a principal responsável por essa redução: -4,41% entre 1990 e 2001, apesar de, em números absolutos, as exportações do setor crescerem US$ 1,96 bilhão. As exportações desses setoressão mais vulneráveis às flutuações dos preços e às condições externas e internas, estando, portanto, mais suscetíveis à perda de competitividade.

No que se refere às exportações de produtos de alta tecnologia, essas ampliaram-se em cerca de US$ 11,56 bilhões, um crescimento expressivo de 7,66% a.a., em média.⁴ No mesmo período, as importações de produtos de alta tecnologia cresceram a uma taxa de 11,45% a.a., o que permitiu a modernização do parque industrial brasileiro, com reflexos sobre a produtividadeeacompetitividade da indústria brasileira.

Arbache (2003) ressalta que os trabalhadores das empresas exportadoras brasileiras são mais qualificados que os trabalhadores das firmas não exportadoras e que as economias de escala e a escolaridade média dos trabalhadores são fatores fundamentais para explicar a inserção da firma no comércio internacional. A demais, segundo o autor, os trabalhadores das firmas exportadoras recebem salários maiores que os seus colegas das firmas não exportadoras.

Pelo exposto, pode-se inferir que, ao que parece, a indústria de transformação brasileira passou a demandar trabalhadores mais qualificados no período pós-abertura, com reflexos positivos sobre a competitividade e a estrutura das exportações brasileiras, que se tornaram cada vez mais intensiva sem produtos de alta tecnologia.

Com relação às importações, observa-se, pelo Gráfico 1, que, no período 1990-2002, houve aumento substancial do valor importado, com ênfase para matérias-primas e bens de capital. É possível notar que as importações mudaram de patamar após a implantação do Plano Real, em 1994. Ao que parece, esse comportamento está ligado à valorização cambial decorrente do plano de estabilização econômica, que barateou os produtos importados relativamente aos nacionais.

Entretanto, ressalta-se que a conclusão do programa de redução tarifária iniciado no governo Collor, juntamente com a antecipação da tarifa externa comum (TEC) do Mercosul no segundo semestre de 1994, também contribuíram para tornar os produtos importados mais atrativos aos consumidores. Ademais, a conjunção de preços internos estabilizados, tarifa nominal reduzida, incentivos fiscais ao investimento, melhorada renda interna e valorização cambial decorrente da entrada de capitais externo parece ter estimulado ainda mais as importações, conforme pode ser notado no Gráfico 1.

O ciclo de crescimento das importações foi rompido em meados de 1998, quando a política de manutenção do regime de bandas cambiais dava sinais de fragilidade, em função da deterioração dos fundamentos macroeconômicos da economia brasileira, indicando ao mercado o perigo iminente de desvalorização cambial.

De fato, no início de 1999, a política de bandas é extinta, ocorrendo uma desvalorização substancial do real frente ao dólar. As importações como um todo reduziram-se, mas o segmento de matérias-primas e bens intermediários manteve-se em alta, fazendo com que o valor das importações retornasse ao patamar anterior à crise.

Em meados do ano 2000, observa-se uma redução do valor importado, em função do desaquecimento da economia, da redução do poder de compra dos consumidores e da formação de expectativas com relação ao novo governo e ao futuro da economia brasileira.

Na Tabela 1, encontram-se as participações dos valores importados para 22 gêneros selecionados em relação às importações totais da indústria de transformação no período 1990-2001. É possível observar que os setores que se destacam como importadores são os intensivos em capital, com destaque para veículos automotores (7,53%, em média); produtos químicos diversos (5,57%, em média) e material eletrônico e equipamento de comunicações e telecomunicações (4,71% em média).

O setor de automóveis, caminhões e ônibus, que em 1990 possuía uma tarifa nominal média de 78,7%, teve uma redução nessa tarifa de 58,8 pontos percentuais entre 1990 e 1994.⁵ Com esse estímulo, suas importações cresceram US$ 2,74 bilhões (+750,25%!). Assim, o déficit comercial desse setor seguiu uma trajetória crescente, interrompida somente em 1999 com a crise cambial da economia brasileira, muito embora o governo brasileiro tenha elevado a tarifa desse setor para 41% em 1995 e 52,4% em 1996, em resposta à vulnerabilidade externa evidenciada após a crise da economia mexicana em dezembro de 1994.

Merece destaque o setor de produtos químicos, exceto orgânicos, cuja participação no total importado ampliou-se de US$ 1,55 bilhão em 1990 para US$ 5,47 bilhões em 2001 (+353,13%). A tarifa nominal média desse setor passou de 24,8% em 1990 para 8,5% em 1994, o que, de certa forma, contribuiu para estimular a demanda por produtos desse setor.

Os saldos negativos da balança comercial da indústria de transformação a partir de 1995 devem-se, em grande parte, aos constantes déficits comerciais de três gêneros em especial: combustíveis (petróleo em bruto), máquinas e equipamentos, e material elétrico. Para o sub período 1995-2001, esses segmentos foram responsáveis por um déficit acumulado de US$ 80,81 bilhões, agravado pela desvalorização do real em dezembro de 1998 e pela instabilidade econômica internacional no final do período.

O que se pode inferir dessa análise é que, no período compreendido entre 1990 e 2001, parece ter ocorrido uma mudança na estrutura das exportações brasileiras em direção aos produtos de maior valor adicionado e intensidade tecnológica. Conforme já destacado, houve uma intensificação do comércio intra-industrial na década de 90. Assim, optouse por calcular o índice de comércio intra-indústria de Grubel-Lloyd para os 22 setores elencados na Tabela 2, ao nível de agregação de dois e três dígitos da CNAE.⁶ O valor do índice de comércio intra-indústria agregado (CII) foi calculado com base na seguinte expressão:

sendo que o índice de comércio intra-indústriadeGrubel-Lloyd,emníveldesetor, é dado pela seguinte expressão:

onde X_i e M_i representam, respectivamente, o valor das exportações e importações na indústria i. O valor do índice que mede o comércio intra-indústria (CII) pode variar no intervalo [0, 1], e, se o valor do índice for igual a 1,todo o comércio será do tipo intra-indústria. Esse é o caso de exportação e importação de produtos similares por uma mesma indústria, como, por exemplo, automóveis brasileiros por automóveis japoneses. Por outro lado, quando o valor do índice for próximo de zero, o tipo de comércio prevalecente será o interindustrial, podendo ser explicado pela teoria de Heckscher-Ohlin. Esse é o caso de exportação de produtos primários e importação de produtos manufaturados, por exemplo. Os resultados encontram-se na Tabela 2.

O critério de classificação adotado neste artigo é o mesmo utilizado por Hidalgo (1993b) e consistiu em classificar o setor como intra-industrial se o índice de comércio, calculado pela expressão (2), for maior ou igual a 0,5, ou seja: CII _i l0,50 e como setor interindustrial aquele setor cujo índice for menor que 0,5, isto é, CII _i < 0,50.

Cabe ressaltar que a existência de comércio intra-industrial não exclui o comércio do tipo interindustrial. No mundo real, ambos são observados. No entanto, o comércio interindustrial é baseado na dotação de fatores, com alicerce na teoria de Heckscher-Ohlin, ao passo que o comércio intra-industrial é baseado nas economias de escala e na diferenciação de produtos, podendo existir comércio mesmo que os países possuam dotações de fatores idênticas.

Feita essa ressalva, como pode ser observado na Tabela 2, o comércio intraindústria agregado para o total dos 22 setores da indústria de transformação apresentou uma tendência crescente ao longo do período 1990-98, passando de 48,6% em 1990 para 90,5% em 1998, impulsionado pela abertura comercial e pela integração econômica, entre outros fatores. A partir da desvalorização cambial em janeiro de 1999, o valor do índice recuou, até atingir 78,3% em 2001.

No setor, tem-se que para oito indústrias prevalece o comércio do tipo interindustrial. São elas: alimentos e bebidas; fumo; couro e calçados; madeira; edição, impressão e reprodução de gravações; farmacêutica; siderúrgica e artigos do mobiliário. Nota-se, portanto, a predominância de indústrias tradicionais entre as elencadas.

Doze entre as 22 indústrias analisadas apresentam fluxos comerciais que se caracterizam pelo comércio intra-industrial, com predominância de indústrias que se caracterizam pela diferenciação de produto e/ou economias de escala. As indústrias que apresentaram índice de comércio intra-indústria acima de 50% ao longo do período analisado foram: têxtil; celulose, papel e gráfica; químicos inorgânicos; químicos diversos; borracha; plástico; minerais não-metálicos; metal, exceto máquinas e equipamentos; material eletrônico e equipamentos de comunicações e telecomunicações; veículos automotores e outros equipamentos de transporte (inclusive aeronaves) e indústrias diversas.

A indústria de artigos do vestuário e acessórios apresentou forte oscilação no índice de CII, que passou de 22,2% em 1990 para 96,5% em 1997, reduzindo-se para 50% em 2001. O que se observa para essa indústria é que o crescimento do comércio intra-industrial coincidiu no período em que a moeda brasileira estava valorizada, entre 1995 e 1998.

A indústria do alumínio intensificou o comércio intra-industrial, apresentando índices de comércio intra-indústria acima de 50% nos anos 1997, 1998 1999 e 2001. Nesse caso, ao que parece, houve uma possibilidade de crescimento do comércio intra-industrial à medida que as barreiras comerciais às exportações brasileiras do setor foram eliminadas.

Ressalta-se que, de acordo com a teoria do comércio intra-indústria, o índice de comércio intra-indústria de Grubel-Lloyd é sensível ao nível de agregação. Ao se trabalhar com um nível de desagregação maior, a tendência é que o valor do índice diminua. No entanto, a análise desagregada mostrou que a maioria dos 22 setores apresenta fluxos comerciais que se caracterizam pelo comércio intra-industrial.

Finalmente, os resultados encontrados estão em consonância com a teoria do comércio intra-indústria⁷ e com os trabalhos realizados para a economia brasileira. Em especial, Vasconcelos (2001 e 2003) encontrou que o intercâmbio comercial Brasil-Mercosul se intensificou no período 1990-1998, e o índice de comércio intra-indústria para as seções e capítulos da Nomenclatura Comum do Mercosul analisados passou de cerca de 46% em 1990 para cerca de 64% em 1998, o que confirma a tendência crescente do índice de comércio intra-indústria.

3_ Metodologia

3.1_Dados utilizados

Utilizaram-se dados da Pesquisa Industrial Anual – Empresa, do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE) e do Sistema Alice Web, do Ministério do Desenvolvimento, Indústria e Comércio Exterior (MDIC). A análise se restringe à indústria de transformação brasileira e ao período pós-abertura (1992-2001). Em razão da mudança de metodologia da PIA em 1996, foi necessário restringir a análise aos gêneros da indústria de transformação para os quais as informações para o período 1992-2001 eram compatíveis.

As estimações do modelo econométrico que será apresentado referem-se a uma amostra de 22 indústrias, acompanhadas ao longo do período 1992-2001, perfazendo um total de 220 observações. Contudo, com a mudança de metodologia, os dados das amostras antes e após 1996 tornaram-se incompatíveis, fazendo-se necessário particioná-la em dois subperíodos: 1992-96 e 1997-2001.

Para tornar compatíveis as estatísticas de comércio exterior às informações da PIA, divulgadas pelo IBGE, comparou-se o conteúdo dos capítulos da Nomenclatura Comum do Mercosul (NCM), da Secretaria de Comércio Exterior (SECEX) com as divisões e subdivisões da CNAE ao nível de desagregação de dois e três dígitos. Com base nessa compatibilização, fez-se um desdobramento dos setores para obter algumas subdivisões de interesse da pesquisa. Os resultados são apresentados na Tabela A do Apêndice, que mostra os segmentos da indústria de transformação que serão analisados e traz também os códigos referentes à CNAE.

Após essa classificação, partiu-se para a análise das mudanças na composição do emprego e rendimentos na indústria de transformação. As análises foram feitas tanto para o total da indústria como para cada segmento industrial. Paralelamente, fez-se um acompanhamento da evolução das variáveis no tempo, destacando-se, entre elas, a evolução das exportações e importações por segmento industrial; o índice de comércio intra-indústria; a relação trabalho qualificado/ não qualificado e o salário relativo do trabalhador qualificado.

Foi usada uma proxy para qualificação, uma vez que não há como mensurar diretamente o nível de qualificação dos indivíduos. Tendo em vista que os dados utilizados provêm da Pesquisa Industrial Anual, a proxy para qualificação é a posição que o trabalhador ocupa na firma. Dessa forma, foram classificados como qualificados aqueles trabalhadores que exerciam atividades administrativas, e como não qualificados aqueles trabalhadores diretamente ligados à produção, uma vez que essa é a classificação adotada pela PIA.⁸

O próximo passo da investigação foi estabelecer os procedimentos para a construção de algumas variáveis utilizadas na análise. Valendo-se da Pesquisa Industrial Anual, foram utilizadas as informações definidas a seguir:

a. valor bruto da produção industrial do setor em questão (PIB _i ), expresso em mil reais, deflacionado pelo deflator implícito do PIB, do IBGE, para reais do ano de 2001;

b. total de trabalhadores ocupados em 31 de dezembro, definido como a soma dos trabalhadores qualificados (a_H – administrativos) mais os trabalhadores não qualificados (a_L – diretamente ligados àprodução);

c. emprego relativo (ER ), definido comooemprego qualificadopor segmento industrial (a_H ) dividido pelo emprego não qualificado por segmento industrial (a_L ), ou seja: ER _i =(a_H/a_L )_i ;⁹

d. produtividade do trabalho (PROD), definido como o quociente entre o PIB setorial e o total de trabalhadores empregados na produção do setor em questão (a_L );¹⁰

e. salário médio dos trabalhadores qualificados (): definido como a massa salarial dos trabalhadores qualificados dividida pelo total de trabalhadores qualificados;

f. salário médio dos trabalhadores não qualificados (): definido como arelação entreamassa salarial dos trabalhadores não qualificados e o total de trabalhadores não qualificados;

g. salário relativo dos trabalhadores qualificados (w): resultado da divisão do salário médio dos trabalhadores qualificados () pelo salário médio dos trabalhadores não qualificados ( ), isto é, w = / ;¹¹

h. INVMDi , corresponde ao valor do investimento médio por firma em máquinas e equipamentos novos, importados ou nacionais, em mil reais do ano de 2001. Esta variável, apesar das limitações, será uma proxy para tecnologia.

Finalmente, com as informações do Sistema AliceWeb e o resultado da compatibilização da base de dados, foi possível obter e construir as seguintes variáveis:

a. Xi valor das exportações por segmento da indústria de transformação em mil dólares;

b. M_i valor das importações por segmento da indústria de transformação em mil dólares;

c. CII_i índicedecomérciointra-indústria por segmento industrial, obtido com base na expressão (2);

d. OPEN _i índice que representa o grau de abertura comercial no segmento industrial i.

Esse índice foi calculado com base na seguinte fórmula:

3.2_ Modelo empírico

O conjunto de dados anteriormente descrito combina informações de séries temporais e de corte seccional (cross sections). Dessa forma, paramodelá-lo,utilizou-se a técnica de dados de painel. Graças às características dos dados, foi usado o modelo de dados de painel balanceado, no qual foram estimados modelos com dois tipos de especificação:

i. modelos de efeitos fixos;

ii. modelos de efeitos aleatórios.

A utilização de modelos de dados de painel tem inúmeras vantagens, destacando-se, entre elas, a maior flexibilidade para modelar as diferenças no comportamento entre indivíduos, isto é, o controle da heterogeneidade individual; a menor colinearidade entre as variáveis e o maior grau de liberdade e de eficiência (Baltagi, 1995; Greene, 2000; Hsiao, 2003).

Com base nas análises teóricas da teoria do comércio internacional e nas desenvolvidas no modelo de Dinopoulos, Syropoulos e Xu (2001), propôs-se os seguintes modelos para analisar a relação entre abertura comercial, comércio intra-indústria e desigualdades de rendimentos na indústria de transformação brasileira:

Modelo 1

Modelo 2

Modelo 3

Modelo 4

onde: i é o índice para indústria com i = 1, ..., N;

t é o índice das unidades de tempo, i = 1, ..., T;

w_it representa o salário relativo dos trabalhadores qualificados na indústria i no período t;

PROD_it representa o índice de produtividade do trabalho na indústria i no período t;

OPEN_it representa o grau de abertura comercial na indústria i no período t;

DCII it representa a variação do índice de comércio intra-indústria na indústria i no período t ;

ER_it é o emprego relativo de trabalho qualificado na indústria i no período t ;

INVMD_it é o valor do investimento médio em máquinas e equipamentos na indústria i no período t ;

DOPEN_it representa a variação no grau de abertura comercial na indústria i no período t ;

INVMD_{it – 1} é o valor do investimentomédio em máquinas e equipamentos na indústria i no período t – 1;

Î_it é o termo erro na indústria i no período t.

O coeficiente b₁ captura o efeito da produtividade do trabalho sobre o salário relativo dos trabalhadores qualificados. De acordo com a teoria do capital humano,

[...] trabalhadores mais escolarizados "isto é, qualificados "devem ser suficientemente mais produtivos que seuscolegas menos escolarizados"

(Willis, 1986, p. 527).

Além disso, existe evidência para a economia brasileira no sentido de que, na década de 1990, houve aumento significativo da produtividade do trabalho ao mesmo tempo em que os salários reais se ampliaram (Campos e Campos, 2001; Neri et al., 2001). Assim, espera-se um sinal positivo para esse coeficiente.¹²

A variável OPEN procura captar em que medida a abertura comercial afeta o salário relativo do trabalho qualificado na indústria de transformação brasileira, sendo essa variável calculada tomandose por base a seguinte expressão:

Heckscher-Ohlin e o teorema de Stolper e Samuelson mostram que o livre comércio contribui para a redução das desigualdades de rendimentos e para a especialização da produção. Em outras palavras, mostram que a abertura comercial tende a favorecer o fator relativamente abundante, o que, no caso brasileiro, é o trabalho não qualificado. Se assim o for, espera-se que o sinal do coeficiente b₂ seja negativo.

Contudo, a predição dos modelos de Dinopoulos, Syropoulos e Xu (2001) e Lovely e Richardson (2000), que se apóiam no comércio intra-indústria e são adotados neste artigo, é que, com a abertura comercial, o salário relativo do trabalho qualificado amplia-se, aumentando as desigualdades de rendimentos. Isso porque, segundo o modelo supracitado, há um viés por trabalho qualificado em firmas de alto grau de comércio intra-industrial. Portanto, o aumento do mercado proporcionado pela abertura comercial faz com que se demande mais mão-deobra qualificada relativamente à não qualificada e, como conseqüência, intensifica-se a desigualdade de rendimentos. Isso implica que b₂ deve ser positivo. Então, é particularmente interessante verificar para a economia brasileira se o sinal de b₂ suporta as predições do modelo de comércio interindustrial de HOS ou as predições dos modelos de concorrência imperfeita, uma vez que, no caso brasileiro, os efeitos da abertura comercial sobre o mercado de trabalho parecem ser inconclusivos.

Com base nos modelos de Dinopoulos, Syropoulos e Xu (2001) e Lovely e Richardson (2000), podem-se inferir algumas implicações sobre os efeitos do comércio intra-industrial e do emprego relativo sobre a desigualdade salarial entre qualificados e não qualificados. O sinal esperado do coeficiente b₃, que reflete a direção dos efeitos da taxa de crescimento do comércio intra-industrial sobre os salários relativos do trabalho qualificado, deveserpositivo,revelandoqueaintensificação do comércio intra-industrial, propiciada pela abertura da economia brasileira, contribuiu para ampliar as desigualdades salariais entre qualificados e não qualificados. Ademais, os efeitos das variações do emprego relativo, ER, sobre as desigualdades de rendimentos, captura dos pelo coeficiente b₄, partem da hipótese de que há uma correlação inversa entre emprego relativo e salário relativo dos trabalhadores qualificados /. À medida que o salário relativo aumenta, o emprego relativo se reduze, dessa forma, b₄ <0.

O coeficiente b₅ mostra o impacto da intensidade do investimento em tecnologia sobre o salário relativo do trabalho qualificado. Esse sinal pode ser positivo, negativo ou zero, em função do viés da mudança tecnológica. Por exemplo, se a indústria adota tecnologia com viés para o trabalho qualificado, o sinal esperado do coeficiente b₅ é positivo, o que, na literatura especializada, se denomina SBTC. Se a mudança técnica é Hicks-neutra, então o coeficiente b₅ será estatisticamente igual a zero e, por outro lado, se a tecnologia for viesada para o trabalho não qualificado, então o sinal do coeficiente b₅ será negativo.

Não é possível estabelecer apriori um sinal para esse coeficiente, uma vez que o processo de reestruturação do setor industrial brasileiro à abertura comercial foi pautado por maciços investimentos em tecnologia, notadamente, em máquinas e equipamentos, o que foi fundamental para aumentar a produtividade e a competitividade do setor, mas teve o efeito de deprimir o emprego industrial, mediante a substituição do fator trabalho pelo capital.

Paralelamente à redução da demanda por trabalho na indústria, observou-se uma ampliação da oferta de trabalhadores qualificados na economia brasileira, o que permitiu aos empregadores a apropriação de uma parcela dos ganhos reais de produtividade, à medida que os aumentos alcançados não foram integralmente repassados aos trabalhadores na forma de aumento dos salários reais. Logo, o sinal do coeficiente b₅ depende de qual efeito (oferta ou demanda por trabalho qualificado) prevalecerá.

Destaca-se que o ideal seria utilizar, além do valor do investimento em máquinas e equipamentos, os gastos em pesquisa e desenvolvimento, bem como os valores investidos na aquisição de tecnologia, marcas e patentes. Essas informações não estão disponíveis para o período de análise. Somente em 2000 o IBGE incorporou um questionário específico com informações sobre os investimentos em tecnologia para uma subamostra da PIA: a Pesquisa Industrial – Tecnologia (PIN-TEC). Logo, deve-se levar em conta essas limitações quando da análise dos resultados do modelo empírico, que será apresentada a seguir.

A inclusão da variável DOPEN no modelo 3 pretende captar em que medida a intensificação do grau de abertura comercial repercutiu na ampliação das desigualdades salariais entre trabalhadores qualificados e não qualificados. De acordo com o modelo teórico adotado nesta pesquisa, espera-se um sinal positivo para esse coeficiente, tendo, assim, que a intensificação do grau de abertura comercial contribuiria para aumentar a desigualdade salarial.

Por fim, ao incorporar o investimento médio defasado no modelo 3, pretende-se verificar o ajustamento do salário relativo do trabalhador qualificado aos investimentos em tecnologia realizados no período imediatamente anterior. O sinal esperado para esse coeficiente, comocomentado, depende de qual efeito prevalecerá: o da oferta ou demanda de trabalho qualificado.

4_ Análise dos resultados obtidos

Esta seção dedica-se à apresentação e análise dos resultados das estimações dos Modelos empíricos 1, 2, 3 e 4 para efeitos fixos e efeitos aleatórios. Também foram realizados o teste de Breush-Pagan e o teste de Hausman para verificar qual a técnica de estimação correta: mínimos quadrados ordinários, efeitos fixos ou efeitos aleatórios.

A estatística do teste de Breusch-Pagan para os quatro modelos e subperíodos analisados foi significativa. Dessa forma, ao nível de significância de 1%, rejeitou-se a hipótese de que o modelo de mínimos quadrados ordinários era apropriado, significando que o modelo correto poderia ser o de efeitos fixos ou aleatórios.

A estatística do teste de Hausman para os modelos estimados foi não significativa, demonstrando que o método de estimação de efeitos aleatórios é o que melhor se ajusta aos dados. Os resultados obtidos na estimação de efeitos fixos e aleatórios detectaram a presença de autocorrelação e heterocedasticidade, violando as hipóteses de erros homocedásticos e de não correlação serial.

Uma vez detectada a presença de auto correlação e heterocedasticidade, os Modelos 1, 2, 3 e 4 foram reestimados utilizando o método de Mínimos Quadrados Generalizados Factíveis (FGLS) com correção para autocorrelação e/ou heterocedasticidade. São esses os resultados que serão apresentados nas Tabelas 3 e 4. É válido ressaltar que modelos adicionais foram estimados incluindo dummies de tempo que, por sua vez, foram não significativas ao nível de 5%. Portanto, reportam-se, somente, os resultados sem a adição de tais variáveis dummies.

A diferença básica entre essas tabelas diz respeito ao período de referência. Na Tabela 3, serão apresentados os resultados para o subperíodo 1992-1996, e na Tabela 4, aqueles obtidos para o subperíodo 1997-2001.

4.1_ Análise para o subperíodo 1992-1996

Com relação aos resultados da estimação para o subperíodo 1992-1996, verifica-se, na Tabela 3, que o sinal do coeficiente da variável emprego relativo (ER) foi negativo, indicando que para esse subperíodo houve uma relação inversa entre emprego relativo e salário relativo, o que é coerente com o modelo teórico de Dinopoulos, Syropoulose Xu (2001). Assim, parece que as firmas tenderam a oferecer um salário relativo menor à medida que o emprego relativo crescia. Isso pode ter ocorrido em função da ampliação da oferta de trabalho qualificado ao longo da década de 1990.

Também é possível vislumbrar, pela Tabela 3, a direção dos efeitos do comércio intra-industrial sobre as desigualdades salariais. Para o subperíodo em análise, observou-se uma relação direta entre intensificação do comércio intra-indústria e desigualdades salariais na indústria de transformação brasileira. O sinal do coeficiente DCII foi positivo e significativo ao nível de 1% de significância. Esse é um dos resultados mais importantes desta pesquisa, pois vem confirmar a existência de correlação positiva entre comércio intra-indústria e desigualdades salariais, inicialmente levantada. Como prognosticado pelo modelo teórico de Dinopoulos, Syropoulos e Xu (2001) e Lovely e Richardson (2000), verificou-se que, no subperíodo 1992-1996, a intensificação do comércio intra-industrial contribuiu para ampliar as desigualdades salariais entre trabalhadores qualificados e não qualificados na indústria de transformação brasileira.

Isso reafirma também a evidência empírica encontrada por Hidalgo (1993a), da relação entre salários e comércio intraindústria no setor industrial brasileiro.

Em relação à variável OPEN, que procura captar os efeitos diretos da abertura comercial sobre o salário relativo do trabalho qualificado, observa-se naTabela 3 que o processo de abertura da economia brasileira ao comércio internacional no início de 1990 parece ter contribuído para reduzir o gap salarial entre trabalhadores qualificados e não qualificados na indústria de transformação, uma vez que o sinal do coeficiente foi negativo, embora não significativo em dois dos quatro modelos estimados.

Ao que parece, à medida que o processo de abertura da economia se intensificou, as desigualdades salariais entre qualificados e não qualificados tenderam a se ampliar. O coeficiente da variável DOPEN foi positivo e significativo ao nível de significância de 6%. Contudo, não é possível ter uma conclusão para os efeitos da abertura sobre as desigualdades, uma vez que, nos dois modelos em que o coeficiente da variável OPEN foi negativo e significativo, o coeficiente da variável DOPEN foi positivo.

O sinal do coeficiente b₄, que reflete os efeitos da variável produtividade sobre as desigualdades de salários, foi positivo e significativo aos níveis de significância de 5% e 10%. Logo, verificouse que o aumento na produtividade do trabalho observado no sub período 1992-1996 parece ter contribuído para ampliar o salário relativo do trabalhador qualificado, o que reforça a idéia de que trabalhadores qualificados são mais produtivos e, assim, melhor remunerados.

Também é possível observar na Tabela 3 que, ao que parece, o processo de reestruturação organizacional e produtiva das empresas industriais no início da década de 90 contribuiu para reduzir o diferencial de salários entre trabalhadores qualificados e não qualificados, tendo em vista a relação inversa entre investimento em tecnologia e desigualdades salariais. O sinal da variável INVMD _t foi negativo e significativo aos níveis de 2, 3, 5 e 7% de significância. Assim, não há evidência de Skill Biased Technological Change (SBTC) para o subperíodo 1992-1996.

4.2_ Análise para o subperíodo 1997-2001

Na Tabela 4, encontram-se os resultados das estimações de Mínimos Quadrados Generalizados Factíveis (FGLS) para o subperíodo 1997-2001, com os dados coletados pela nova metodologia da Pesquisa Industrial Anual. Diferentemente do observado para o subperíodo anterior, a maioria dos coeficientes estimados foi não significativo, à exceção dos coeficientes das variáveis ER, DCII (modelos 1 a 4) e PROD (modelos 1 e 2).

Para esse subperíodo, encontrouse uma relação direta e significativa entre emprego relativo e salário relativo. Uma possível explicação seria que, com a consolidação do processo de reestruturação industrial, os trabalhadores com menor nível de qualificação teriam sido expulsos da indústria e os que ali permaneceram submeteram-se a baixos salários, o que teria contribuído para ampliar as desigualdades. No entanto, essa situação precisa ser investigada em futuras pesquisas.

Similarmente ao observado para o subperíodo 1992-96, encontrou-se uma relação direta entre a intensificação do comércio intra-industrial e a ampliação das desigualdades de rendimento na indústria de transformação brasileira. Os sinais encontrados para a variável DCII foram todos positivos e significativos aos níveis de 1% e 4%. Isso vem reforçar que, ao que tudo indica, os efeitos do comércio internacional foram no sentido de ampliar as desigualdades salariais na indústria de transformação brasileira.

No que se refere aos efeitos da variável produtividade sobre as desigualdades de salários, para os modelos 1 e 2, encontrou-se uma relação inversa entre produtividade e desigualdade salarial ao nívelde 6% de significância (Tabela 4). Para os outros dois modelos, o coeficiente da variável produtividade foi não significativo. No entanto, deve-se levar em conta que a variável utilizada como proxy para produtividade quando da análise dos resultados tem limitações, uma vez que foi utilizada a relação valor bruto da produção industrial sobre o pessoal ocupado na produção, quando na realidade o ideal seria utilizar a relação valor adicionado/ pessoal ocupado na produção.

5_ Considerações finais

Com base na análise da evolução do comércio exterior de produtos de alta tecnologia, foi possível concluir que, no período pós-abertura comercial, houve ampliação da competitividade da indústria brasileira, com impactos positivos sobre a estrutura das exportações, que se tornaram cada vez mais intensiva sem produtos de alta tecnologia. No entanto, a participação das exportações brasileiras no total das exportações mundiais manteve-se praticamente estabilizada em tornode0,94%,o que evidencia o baixo dinamismo do Brasil como exportador.

No que diz respeito ao índice de comércio intra-indústria de Grubel-Lloyd agregado, concluiu-se que, para o total dos 22 setores da indústria de transformação analisados, esse índice apresentou uma tendência crescente ao longo do período 1990-98, passando de 48,6% em 1990 para 90,5% em 1998, impulsionado pela abertura comercial e pela integração econômica, entre outros fatores. A partir da desvalorização cambial em janeiro de 1999,ovalordoíndicerecuou,atéatingir 78,3% em 2001. Esses resultados vão ao encontro daqueles encontrados em outros estudos, veja-se, por exemplo, Vasconcelos (2001 e 2003).

As evidências empíricas obtidas parecem mostrar a existência de uma relaçãonegativaentre salário relativo do trabalhador qualificado e emprego relativo de trabalho qualificado no subperíodo 1992-1996, em conformidade com as predições do modelo teórico de Dinopoulos, Syropoulos e Xu (2001) e com os resultados encontrados por trabalhos empíricos como os de Gonzaga, Menezes-Filho e Terra (2002), que argumentam que isso foi possível graças à ampliação da oferta de trabalho qualificado no período em questão. No entanto, para o subperíodo 1997-2001, com a consolidação do processo de modernização da estrutura produtiva, tem-se uma relação direta entre emprego e salário relativo do trabalhador qualificado, evidenciando que, à medida que o processo de modernização da estrutura produtiva se consolidou, houve uma tendência à ampliação das desigualdades salariais na indústria de transformação brasileira.

O efeito da abertura comercial sobre a desigualdade salarial foi positivo e significativo para o período 1992-1996, apresentando novas evidências ao estudo das desigualdades e contrárias aos trabalhos de Arbache e Corseuil (2001 e 2004), que concluíram que o efeito da abertura comercial sobre a estrutura de emprego e salários foi negligenciável.

A principal contribuição deste estudo foi mostrar que, no período pósabertura comercial, os efeitos do comércio sobre a desigualdade de rendimentos na indústria de transformação foram no sentido de ampliar as desigualdades de renda, confirmando a relação positiva entre comércio intra-industrial e salário relativo encontrada por Hidalgo (1993a). Os resultados encontrados neste trabalho sugerem que a diferenciação do comércio intra-industrial do interindustrial é fundamental para compreender melhor o efeito do comércio internacional sobre os rendimentos relativos dos trabalhadores qualificados, diferentemente dos modelos tradicionais de comércio. Vale frisar que, apesar de a variável utilizada como proxy para qualificação dos trabalhadores ser potencialmente objeto de questionamento, visto que somente capta a posição do trabalhador na indústria, resultados similares foram encontrados na literatura utilizando a média de anos de estudos como proxy para qualificação da mão-de-obra em nível de firmas (Campos, Hidalgo e Da Mata, 2007).

Com relação aos efeitos da tecnologia sobre o salário relativo do trabalhador qualificado, o coeficiente da variável usada como proxy para investimento em tecnologia foi positivo, porém estatisticamente não significativo. Uma possível explicação reside no fato de que essa variável pode não ser uma boa proxy para tecnologia, uma vez que o ideal seria utilizar o valor do investimento total dos itens relacionados à tecnologia, tais como inversões em máquinas e equipamentos; despesas com pesquisa e desenvolvimento e de programas de capacitação de trabalhadores e os gastos com aquisição de tecnologia, marcas e patentes, entre outros.

Como sugestões para futuras pesquisas, indica-se testar medidas alternativas de abertura comercial baseadas, por exemplo, em tarifas de importação, a análise do processo de depósito de patentes, como uma outra proxy para investimento em tecnologia e a replicação dessa metodologia ao nível da firma, com a finalidade de verificar os possíveis efeitos intra-setoriais, por meio da utilização de dados desagregados e do cruzamento de informações das empresas com informações dos trabalhadores vinculados.

Artigo recebido em maio de 2006; aprovado em fevereiro de 2007.

E-mail de contato dos autores: [e-mail] [e-mail] [e-mail]

Os autores agradecem as contribuições e comentários dos pareceristas anônimos desta revista. Os erros e as omissões remanescentes são, naturalmente, de inteira responsabilidade dos autores.

Apêndice

Tabela B - clique para ampliar

Tabela C - clique para ampliar

• ARBACHE, J. S. Trade liberalisation and labour market in developing countries: theory and evidence. University of Kent, Department of Economics, jun. 2001. (Discussion Paper 01/12).
• ARBACHE, J. S. Comércio internacional, competitividade e mercado de trabalho: algumas evidências para o Brasil. In: CORSEUIL,C.H.; KUME,H. A abertura comercial brasileira nos anos 1990: impactos sobre emprego e salário. Rio de Janeiro: IPEA, 2003. p. 115-167.
• ARBACHE, J. S.; CORSEUIL, C. H. Liberalização comercial e estruturas de emprego e salário Rio de Janeiro: IPEA, 2001. (Texto para discussão, 801).
• ARBACHE, J. S.; CORSEUIL, C. H. Liberalização comercial e estruturas de emprego e salário. Revista Brasileira de Economia, v. 58, n. 4, 2004.
• BALTAGI, B. H. Econometric analysis of panel dataJohn Wiley & Sons, 1995.
• BANCO NACIONAL DE DESENVOLVIMENTO ECONÔMICO E SOCIAL. Informe Setorial n. 13 Mineração e Metalurgia. Reestruturação da Siderurgia, 1998a. Disponível em <http://www.bndes.gov.br/conhecimento/setorial/is_g3_13.pdf> Acesso em: 16 jan. 2003.
• BANCO NACIONAL DE DESENVOLVIMENTO ECONÔMICO E SOCIAL. Setor calçadosOsetordecalçadosno Brasil, 1998b. Disponível em <http://www.bndes.gov.br/conhecimento/setorial/gs2_13.pdf> Acesso em: 16 jan. 2003.
• BANCO NACIONAL DE DESENVOLVIMENTO ECONÔMICO E SOCIAL. Produtos Florestais: Papel e Celulose –Comércio Exterior, 1999. Disponível em <http://www.bndes.gov.br/conhecimento/setorial/is_g1_18.pdf>. Acesso em: 16 jan. 2003.
• BERMAN, E.; BOUND, J.; MACHIN, S. Implications of skill-biased technological change: international evidence. The Quartely Journal of Economics, nov. 1998.
• BEYER, H. ROJAS P.; VERGARA, R. Trade liberalization and wage inequality. Journal of Development Economics, v. 59, p. 103-123, 1999.
• CAMPOS,M.deF.S.S.; CAMPOS,L.H.R.Crescimento do produto, da produtividade e dossaláriosreais e seus reflexos sobre a taxa de desemprego no Brasil no período 1991-2000: uma análise exploratória. In: ARAÚJO, T. P. de; LIMA, R. A. Mercado de trabalho e políticas de emprego Recife: PIMES, 2001. p. 65-91.
• CAMPOS,M.deF.S.S.; HIDALGO,A.B.; Da MATA,D. Comércio intra-industrial e desigualdade de rendimentos nas firmas da indústria brasileira. 2007. Mimeo.
• DINOPOULOS, E.; SYROPOULOS, C.; XU, B. Intra-industry trade and wage-income inequality. 2001. Center for International Business Education and Research, Florida, abr. 2001. (Working Papers Series, 02-06).
• DIXIT, A.K.; NORMAN, V. Theory of international trade: a dual, general equilibrium approach. Cambridge: University Press, 1980.
• FERREIRA, A. H. B.; MACHADO, A. F. Trade, wage and employment. In: WORKSHOP LIBERALIZAÇÃO COMERCIAL IPEA/UnB/MTE. Anais..Brasília, abr. 2001.
• FUNDAÇÃO CENTRO DE ESTUDOS DE COMÉRCIO EXTERIOR. Disponível em: <http://www.funcex.com.br>. Acesso em: 10 out. 2003.
  » link
• GONZAGA, G. MENEZES FILHO, N.; TERRA,C. Trade liberalization and the evolution of skill earnings differentials in Brazil PUC-RIO, Rio de Janeiro, set. 2002. (Texto para discussão, 463).
• GREENE, W. H. Econometric Analysis 4. ed. New Jersey: Prentice Hall, 2000.
• GRUBEL,H.G.; LLOYD,P.J. Intra-Industry trade: the theory and measurement of international trade in differential products. New York, 1975.
• HANSON, G. H.; HARRISON, A. Trade, technology and wage inequality. NBER Working Papers Series, 1995. (Working Paper n. 5110).
• HELPMAN, E.; KRUGMAN, P. R. Market structure and foreign trade: increasing returns, imperfect competition and the international economy. Cambridge: MIT Press, 1985.
• HIDALGO,A.B. Industrialização e mudanças no conteúdo de insumos das exportações brasileiras. Revista Econômica do Nordeste,v.27, n. 3, p. 433-448, jul./set. 1996.
• HIDALGO,A.B.Mudanças na estrutura do comércio internacional brasileiro: comércio interindústria x comércio intra-indústria. Análise Econômica, v. 11, p. 55-68, set. 1993b.
• HIDALGO,A.B.Ointercâmbio comercial brasileiro intra-indústria: uma análise entre indústrias e entre países. Rio de Janeiro, Revista Brasileira de Economia, v. 47, n. 2, p. 243-264, abr./jun. 1993a.
• HSIAO, C. Analysis of panel data 2. ed.Cambridge:Cambridge University Press, 2003.
• JOHNSON, G. E. Changes in earnings inequality: the role of demand shifts. Journal of Economic Perspectives, v. 11, n. 2, p. 41, 1997.
• KRUGMAN, P. R. Increasing returns, monopolistic competition and international trade. Journal of International Economics,v.9,p. 469-480, 1979.
• KUME,H.; PIANI, G.;SOUZA, C. F. B. de A política brasileira de importaçãonoperíodo 1987-1998: descrição e avaliação. In: CORSEUIL, C. H.; KUME, H. A abertura comercial brasileira nos anos 1990: impactos sobre emprego e salário. Rio de Janeiro: IPEA, 2003. p. 9-37.
• LERDA, S. C. M. S. Comércio intra-industrial: aspectos teóricos e algumas evidências, com aplicação ao caso brasileiro. 1988. Dissertação (Mestrado em Economia) UnB, Brasília, 1988.
• LOVELY, M. E.; RICHARDSON,J.D.Trade flows and wage premiums. Does who or what matter? In: FEENSTRA,R.C.(Ed.). The impact of international trade on wages Chicago: The University Chicago Press, 2000. p. 309-343.
• MACHADO, D. L. A qualificaçãoda mão-de-obra no comérciointernacional brasileiro: um testedo Teorema de Heckscher-Ohlin.Rio de Janeiro: BNDES, 20şPrêmio BNDES de Economia, 1997.
• MENEZES-FILHO, N. A.;RODRIGUES JÚNIOR, M.Abertura, tecnologia equalificação: evidências paraa manufatura brasileira.In: WORKSHOPLIBERALIZAÇÃOCOMERCIALIPEA/UnB/MTE, 2001, Brasília.Anais..Brasília, abr. 2001.
• MINISTÉRIO DO DESENVOLVIMENTO, INDÚSTRIA E COMÉRCIO EXTERIOR. Indicadores eestatísticas. Sistema AliceWebDisponível em: <http://aliceweb.desenvolvimento.gov.br/>.Acesso em: 15 dez. 2003.
• NERI, M.; CAMARGO, J. M.;REIS,M.C. Mercado de trabalho nosanos 90: fatos estilizados einterpretações. Rio de Janeiro:IPEA, jun. 2001. (Texto paradiscussão, 743).
• OLIVEIRA,M.H.Evidênciasempíricas do comérciointra-indústria. Rio de Janeiro:Revista Brasileira de Economia,v.40, n. 3, p. 211-232, jul./set.1986.
• PAVCNIK, N. What explains skill upgrading in less developed countries? Cambridge, NBER Working Papers Series, ago. 2000. (Working Paper, 7846).
• PESQUISA INDUSTRIAL ANUAL – EmpresaRio de Janeiro: IBGE, 1990-2001.
• ROBBINS,D.J. Evidence on trade and wages in developing countries. 1996. (OECD Technical Paper, 119).
• SACCONATO; MENEZES-FILHO, N. A. O diferencial de salários entre o trabalhador brasileiro e o americano. In: ENCONTRO NACIONAL DE ECONOMIA, 24.,2001, Salvador. Anais..Salvador:ANPEC,2001. CD-ROM.
• SALM, C.; SABOIA, J.; CARVALHO,P.G.M.de. Produtividade na indústria brasileira: questões metodológicas e novas evidências empíricas. Pesquisa e Planejamento Econômico, v. 27, n. 2, p. 377-396, 1997.
• VASCONCELOS,C.R.F. O comércio Brasil-Mercosul na década de 90: uma análise pelas óticas da intensidade fatorial, comércio intra-indústria e criação e desvio de comércio. 2001. Tese (Doutorado em Economia) PIMES/UFPE, Recife, 2001.
• VASCONCELOS,C.R.F.O comércio Brasil-Mercosul na década de 90: uma análise pela ótica do comércio intra-indústria. Revista Brasileira de Economia,v.57, n. 1, p. 283-313, jan./mar. 2003.
• WILLIS, R. J. Wage determinants: a survey and reinterpretation of human capital earnings functions. In: ASHENFELTER, O.; LAYARD, R. Handbook of labor economics Elsevier, 1986. p. 525-601.
• WOOD, A. North-South trade, employment and inequality:changing fortunes in a skill-driven world. Oxford: Clarendon Press, 1994.
• WOOD,A.How tradehurt unskilled workers. Journal of Economic Perspectives, v. 9, n. 3, p. 57-80, 1995.

1

Veja-se, por exemplo, Berman, Bound e Machin (1998), Hanson e Harrison (1995), Robbins (1996), Beyer, Rojas e Vergara (1999), Pavcnik (2000), Wood (1994 e 1995).

2

Na economia brasileira, houve um crescimento significativo no comércio intra-industrial nas últimas décadas, notadamente no caso de produtos manufaturados (Hidalgo, 1993a; Lerda, 1988; Oliveira, 1986; Vasconcelos, 2001 e 2003).

3

Foi utilizada a mesma classificação de Hidalgo (1996), a qual consiste em considerar como produtos de alta tecnologia aqueles fabricados pelos seguintes gêneros da indústria de transformação: produtos químicos (24), material plástico (252), máquinas e equipamentos (29, 30), material elétrico, eletrônico e equipamentos de comunicações (31 e 32), instrumentos profissionais e científicos (33) e veículos e equipamentos de transporte (34 e 35). Os números entre parênteses referem-se à Classificação Nacional de Atividades Econômicas (CNAE).

4

Os produtos de alta tecnologia foram definidos como: produtos químicos, material plástico, máquinas e equipamentos, material elétrico, eletrônico e equipamentos de comunicações, instrumentos profissionais e científicos e veículos e equipamentos de transporte.

5

Os dados sobre tarifa nominal média são de Kume, Piani e Souza (2003).

6

Os códigos CNAE dos segmentos da indústria de transformação analisados encontram-se na

Tabela A do Apêndice.

7

Para detalhes, consultar: Helpman e Krugman (1985), Krugman (1979), Dixit e Norman (1980).

8

Campos, Hidalgo e Da Mata (2007) utilizam como

proxy para qualificação do trabalhador a média de anos de estudo dos trabalhadores oriunda da RAIS. Os resultados do referido trabalho suportam os que serão mostrados a seguir.

9

Na

Tabela B do Apêndice encontra-se a evolução do emprego relativo do trabalho qualificado. Percebe-se, claramente, uma mudança no comportamento da série em 1996, ao que tudo indica, em função da mudança de metodologia da PIA. De modo geral, houve aumento no emprego relativo de trabalho qualificado, com exceção para os seguintes setores: fumo; edição, impressão e reprodução de gravações; químicos inorgânicos; farmacêuticos e químicos não especificados.

10

Trata-se de uma proxy para produtividade do trabalho, uma vez que, por causa das dificuldades operacionais no cômputodovalor agregado pelo método da "dupla deflação", se optou por utilizar a relação entre o valor bruto da produção industrial e o total de trabalhadores empregados na produção do setor. Como ressaltam Salm, Sabóia e Carvalho (1997), deve-se levar em conta essas limitações quando da análise dos resultados.

11

A análise da

Tabela C do Apêndice, que traz a evolução do salário relativo no período 1990/2001, evidencia que, entre 1990 e 1995, os salários relativos dos trabalhadores qualificados, em geral, ampliaram-se, ao passo que, no subperíodo 1997-2001, grosso modo, se mantiveram estabilizados.

12

Deve-se levar em conta que as limitações da variável utilizada para medir a produtividade do trabalho podem interferir no sinal do coeficiente estimado, uma vez que o correto seria utilizar a relação valor adicionado/pessoal ocupado na produção, indisponível ao nível de desagregação utilizado.

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  29 Jan 2008
• Data do Fascículo
  Ago 2007

Histórico

• Aceito
  Fev 2007
• Recebido
  Maio 2006