MIGRAO E MERCADO POTENCIAL: UMA ANLISE PARA OS ESTADOS BRASILEIROS DE 2001 A 2009.

Resumo:A migrao elemento chave no estudo da dinmica da economia regional ou local por ser um fator determinante nos padres de aglomerao ou disperso da atividade econmica no espao. Assim, o presente trabalho busca observar, para os estados brasileiros, o impacto do mercado potencial sobre o fluxo migracional, observado pelo nmero de moradores em cada estado que no nasceram no mesmo, entre 2001 e 2009, tomando como base o modelo proposto por Crozet (2004). A metodologia adotada foi a estimao de dados em painel com efeitos fixos, em que utiliza-se o mercado potencial definido por Harris (1954). O resultado aponta que o tamanho do mercado potencial gera efeitos positivos sobre a migrao, o que, em princpio, no difere do que afirmam os modelos tericos da Nova Geografia Econmica.Palavras Chave: Migrao, mercado potencial, dados em painel.

Abstract:Migration is a key element in the study of the dynamics of regional or local economy to be a determining factor in clustering patterns or dispersion of economic activity in space. Thus, this paper seeks to observe, for the Brazilian states, the impact of potential market on the migracional flow, observed by the number of residents in each state who are not born the same between 2001 and 2009, based on the model proposed by Crozet (2004). The methodology included panel data estimation with fixed effects in utilizing the potential market defined by Harris (1954). The result shows that the potential market size generates positive effects on migration, which in principle does not differ from that claim the theoretical models of the New Economic Geography.Keywords: Migration, market potential, panel data.

1 INTRODUO

A mobilidade da mo de obra crucial para a determinao de diversos elementos econmicos, tais como as desigualdades regionais de renda. A literatura apresenta uma srie de fatores que levam os indivduos a se deslocarem, tais como o salrio real esperado (Todaro (1969) e Harris e Todaro (1970)), as amenidades (Treyz, Rickman, Hunt e Greenwood (1993)) e o retorno esperado da qualificao (Borjas, Bonars e Trejo (1992)). A Nova Geografia Econmica, por sua vez, ir observar a migrao como o equilbrio de longo prazo resultante dos impactos do mercado potencial sobre a concentrao da atividade econmica, em especial da atividade industrial e com isso a expanso do mercado de trabalho e dos salrios locais.No Brasil o fator migrao fortemente visvel em diversos nveis de agregao, e as grandes idiossincrasias regionais reforam a importncia de observar esse processo pela via econmica. O pas apresenta discrepncias em nveis de renda, qualificao, salrios, entre outros fatores relevantes. O estudo da formao de aglomeraes no Brasil e das implicaes dessas aglomeraes formadas sobre a dinmica regional e sobre a distribuioda renda regional pouco desenvolvido no pas. Um aspecto negligenciado o efeito da migrao de trabalhadores e firmas sobre a formao de aglomeraes sobre o desenvolvimento das diferentes regies.Assim sendo, o objetivo do trabalho buscar, utilizando a base terica da Nova Geografia Econmica, a partir dos trabalhos de Krugman (1991), Ottaviano, Tabuchi e Thisse (2002) e Tabuchi e Thisse (2002) observar quais os determinantes da migrao entre os estados brasileiros entre 2001 e 2009, principalmente a partir do mercado potencial, elemento chave na Nova Geografia Econmica, e com isso estimar os impactos dessas variveis sobre o fluxo migracional. Os modelos migracionais como o de Tabuchi e Thisse (2002) abrem espao para a heterogeneidade individual pesar sobre a escolha de migrar, o que permite que fatores no econmicos interfiram sobre a deciso do indivduo.Quanto a observao emprica dos efeitos do mercado potencial sobre a migrao, Crozet (2004) desenvolve um modelo em que utiliza-se a estrutura centro-periferia proposta por Krugman (1991) associado ao modelo migracional de Tabuchi e Thisse (2002), e estima para alguns pases europeus. Dessa forma, o presente trabalho busca estimar para o Brasil um modelo semelhante ao de Crozet (2004) utilizando dados em painel. Assim sendo, a seo 2 desenvolve os modelos de Ottaviano, Tabuchi e Thisse (2002), Tabuchi e Thisse (2002) e Crozet (2004). Enquanto a seo 3 aplica um modelo baseado em Crozet (2004), observando o impacto do mercado potencial sobre a migrao nos estados brasileiros entre 2001 e 2009.

2 NOVA GEOGRAFIA ECONMICA E MIGRAO

Seguindo a metodologia empregada por Ottaviano e Thisse (2004), divide-se a Nova Geografia Econmica em trs grandes grupos de anlise. So eles, o efeito de mercado interno, o padro centro-periferia e a desigualdade em forma de sino. O esquema proposto por Ottaviano e Thisse (2004) e extrado de Cruz (2011) pode ser visto na Figura 1:

Figura 1 Proposta esquemtica apresentada por Ottaviano e Thisse (2004) para a Nova Geografia Econmica.Fonte: Cruz (2011)

O modelo que analisa os padres de concentrao do tipo centro-periferia tem seu trabalho seminal com Krugman (1991), que aplica o modelo de Dixit e Stiglitz (1977) em um formato espacial, ou seja, com a existncia de custos de comrcio entre as regies. Na anlise do autor, o mercado potencial de cada regio ir impactar sobre os salrios nominais nas regies, fazendo com que as maiores ofertem maiores salrios. O trabalhador qualificado que apresenta mobilidade, nos modelos iniciais, acaba por decidir sua localizao apenas pela diferena nos salrios reais, o que Cruz (2011) chama de migrao mope, e isso gera um efeito cumulativo sobre a regio, dado que maiores salrios atraem mais trabalhadores, o que eleva o mercado potencial. Dessa forma, possvel perceber que indiretamente o mercado potencial afeta a migrao.

Figura 2 Foras centrpetas e centrfugas associadas a aglomerao.Fonte: Chiarini (2007)

Chiarini (2007) apresenta a idia das foras centrpetas e centrfugas que geram aglomerao ou disperso das atividades econmicas, como visto na Figura 2. Ottaviano, Tabuchi e Thisse (2002) desenvolvem posteriormente um modelo de concorrncia monopolstica linear, que abre espao para que se observe a chamada curva de desigualdade em forma de sino, ou seja, os fatores que fazem com que haja processo se disperso da atividade econmica a partir de dado tamanho do mercado. Entre os fatores que se pode citar esto os custos dos produtos agrcolas e a heterogeneidade dos migrantes. Esse formato com migrao probabilstica foi proposto por Tabuchi e Thisse (2002), e dada a caracterstica individual dos migrantes no haver concentrao completa da mo de obra qualificada.

2.1 Modelo de competio monopolstica linear

Ottaviano, Tabuchi e Thisse (2002) elaboram um modelo linear em que possvel observar a estrutura centro-periferia, modelo esse em que a migrao observada por Tabuchi e Thisse (2002). Nesse caso, a funo utilidade dos indivduos assume um formato quadrtico, para variedades industriais, Onde a quantidade de cada variedade consumida, e a parte linear o numerrio. J e so trs parmetros positivos, e a funo utilidade ser quase-cncava se , que garante tambm a preferncia do consumidor pela diversidade. Outra caracterstica da funo que aumentos na renda no afetam o consumo individual, e sim a demanda por numerrio. Quando tende para o infinito, possvel observar a utilidade para variedades contnuas:

A preferncia por diversidade crescente em . A restrio oramentria dos consumidores ser dada pela sua renda , mais uma dotao inicial :

Uma das caractersticas do modelo que a o consumo de uma variedade cai quando seu preo maior que a mdia do mercado . O ndice de preos da indstria definido por:

A elasticidade preo no modelo de concorrncia monopolstica decrescente e a parcela de cada tipo de bem consumida pode variar, diferente do modelo original de Krugman (1991), que utiliza a competio monopolstica proposta por Dixit e Stiglitz (1977). A firma, por sua vez, maximiza a seguinte funo lucro:

Onde e so respectivamente as entradas marginais e fixas de mo de obra qualificada, utilizada para a produo de manufaturas, e os salrios nominais.

2.2 Estrutura centro-periferia e equilbrio de curto prazo

Com os resultados do equilbrio para os preos e quantidades do modelo de concorrncia monopolstica e considerando uma estrutura centro-periferia com duas regies, e , os trabalhadores do setor agrcola distribudos igualmente entre as duas localidades (), e a proporo de trabalhadores qualificados na regio igual a (e assumindo que essa proporo maior que a de ) , pode-se escrever a utilidade indireta dos trabalhadores na regio como:

Onde, , e . J a massa de variedades produzida em cada regio, contida no conjunto , e o preo de uma variedade produzida em e vendida em . O nmero total de variedades igual a . Assumindo a proposio de Forslid e Ottaviano (2003), em que o requerimento fixo de mo de obra ser de trabalhadores qualificados e o marginal de no qualificados e subtraindo a mo de obra marginal , o que segundo Combes, Mayer e Thisse (2008) no causa perda de generalidade, j que o custo marginal no varia entre as regies, o nmero de variedades em cada local ser proporcional ao nmero de trabalhadores qualificados l presentes:

Por sua vez, o custo de deslocar uma unidade de mercadorias entre as regies ser de unidades de numerrio. Com o custo marginal igual a zero e incluindo os custos de deslocamento, a funo lucro da firma localizada em passa a ser igual a:

Como a quantidade de equilbrio e considerando a condio de lucro zero dada pelo mercado de concorrncia monopolstica possvel definir os preos das variedades como funo dos ndices de preos dos bens manufaturados em cada regio. O ndice de preos pode ser definido como:

J os preos de equilbrio, como , a firma localizada em ir vender localmente a um preo menor que a mdia das manufaturas comercializadas na prpria regio (, mas suas vendas na regio sero maiores que a mdia dos preos que l ocorrem . Os preos no equilbrio, que dependem da distribuio das firmas entre as regies e dos custos de transporte, sero:

Os preos de equilbrio decrescem com o nmero de firmas presentes em cada regio. A diferena entre os preos domsticos e das exportaes ser:

De forma que , apenas se , o que significa que a firma localizada na maior regio absorve uma parcela menor dos custos de transporte, o que um incentivo a exportar as variedades. Como afirmam Combes, Mayer e Thisse (2008), a demanda externa possui maior elasticidade que a demanda interna, o que induz a firma exportadora a diminuir seu preo para facilitar a penetrao no mercado externo. J diminuindo das equaes (25) e (26), possvel observar que o preo sem o custo de transportes ser positivo para qualquer distribuio de apenas se:

Em que o custo de transporte mximo observado. Para que a equao (28) seja satisfeita no possvel que no haja retornos crescentes de escala , ou que as variedades sejam homogneas . Economias de escala mais fortes e a diferenciao das variedades induzem ao comercio.

Com relao ao lucro das firmas, um aumento no nmero de trabalhadores qualificados afeta de duas maneiras o mesmo, primeiro, causando uma diminuio, dado que o preo da variedade ir cair devido maior fragmentao do mercado (efeito competio). E segundo, causando um aumento dado o crescente nmero de consumidores, como observado nas equaes (30) e (31):

J o excedente do consumidor que reside em , ser crescente para a proporo de trabalhadores qualificados que ali reside, no entanto, seu ganho marginal decrescente. O excedente dado por:

Por sua vez, o salrio do trabalhador qualificado em descrito por:

A funo ser crescente e cncava em para valores elevados de e baixos de . Para o oposto, a funo ser decrescente e convexa. Ou seja, e crescem com o aumento da mo de obra qualificada na regio para baixos custos de transporte. Caso contrrio, os salrios declinam apesar do aumento no excedente do consumidor. Isso implica que para baixos custos de transporte tanto as firmas quanto os trabalhadores qualificados preferem se estabelecer na regio maior. Observando a diferena nos salrios nas duas regies:

Onde:

Isso significa que os salrios nominais em sero maiores que em apenas se , o que implica que a regio maior oferece salrios mais atrativos. Isso ocorre porque as firmas conseguem explorar economias de escala de modo mais eficiente nessa regio. Caso , o mercado menos competitivo da regio menor torna os lucros da firma maiores e com isso os salrios. A deciso de migrar dos trabalhadores passa a ser dependente da sua utilidade indireta, que por sua vez, pode ser expressa pela diferena entre os excedentes do consumidor e a diferena entre os salrios nominais em cada regio:

Onde uma constante positiva igual a:

Dessa forma, surge o valor dos custos de transporte no equilbrio, expressos por:

Para que exista comrcio entre as regies, necessrio que , o que leva a seguinte condio:

Ou seja, o nmero de trabalhadores no qualificados precisa ser mais que trs vezes maior que o de qualificados. Quando a condio (40) no atendida, e nesse caso a estrutura centro-periferia prevalece, com a estrutura simtrica sendo um equilbrio instvel. J para , o equilbrio ser simtrico, ou seja, . J para o caso de , qualquer configurao ser um equilbrio espacial. Como afirmam Combes, Mayer e Thisse (2008), os resultados so semelhantes aos encontrados por Krugman (1991), embora no completamente idnticos. Se o modelo for considerado sem retornos crescentes o modelo sempre apresentara disperso das atividades econmicas, resultado no condizente com a realidade. Ottaviano e Thisse (2004) ressaltam o padro de desigualdade na concentrao econmica tendo a forma de sino, numa proposta iniciada por Krugman e Venables (1995) e Venables (1996). Nesse modelo, a fora de aglomerao predomina at determinado ponto, a partir do qual existe disperso das atividades econmicas. Hering e Paillacar (2008) apresentam alguns fatores determinantes para esse padro, que so os custos de transporte positivos para os produtos agrcolas como exposto por Picard e Zeng (2005), a existncia de custos de congestionamento para a concentrao (como custos urbanos, trnsito e preo da terra, por exemplo) apresentado por Ottaviano, Tabuchi e Thisse (2002), heterogeneidade no processo migratrio, apresentada na prxima seo e cuja idia central se deve a Tabuchi e Thisse (2002) e Murata (2003), os custos de migrao observados por Kim (2006), frices no mercado de trabalho por Epifani e Gancia (2005) e os custos de deslocamento cujo trabalho central se deve a Murata e Thisse (2005).

2.3 Migrao e equilbrio de longo prazo

A maioria dos modelos tradicionais da Nova Geografia Econmica, como o apresentado por Fujita, Krugman e Venables (2001), por exemplo, assume uma hiptese simples sobre o processo migratrio, que o mesmo depende apenas dos preos e salrios (migrao mope). Tabuchi e Thisse (2002) introduzem um modelo em que existe heterogeneidade no processo migratrio, ou seja, as caractersticas dos indivduos, tais como a situao familiar, e tambm as caractersticas da regio afetam a escolha locacional e com isso a migrao. A utilidade indireta do indivduo que reside em passa a ser:

Onde uma varivel aleatria e, juntamente com independente e identicamente distribuda, representando o aspecto idiossincrtico de residir em . A varivel possui desvio padro igual a . Assim sendo, as escolhas dos indivduos diferem. Sob um modelo logit, a probabilidade de um indivduo escolher a regio para residir ser:

Para , a probabilidade ser igual a um sempre que . J para , a probabilidade de escolher uma regio ser sempre menor do que um, sendo que pode ser caracterizada como a heterogeneidade na preferncia dos trabalhadores. A dinmica da estrutura centro-periferia passa a ser descrita por:

Onde o termo representa o nmero de trabalhadores em que se movem para , e o contrrio. O equilbrio espacial ocorre quando o fluxo de emigrantes e imigrantes se iguala, ou seja, , o que resulta em:

A heterogeneidade dos trabalhadores faz com que ou no sejam mais equilbrios possveis, ou seja, exclui a aglomerao completa de firmas e trabalhadores em uma s regio. No entanto, continua sendo um equilbrio espacial, dado que . Para encontrar os outros equilbrios, toma-se o logaritmo da expresso (43):

Dessa forma, ser um equilbrio apenas se , e caso ambos possuam o mesmo sinal, o equilbrio ser estvel se:

A funo estritamente convexa para o intervalo e estritamente cncava para o intervalo . Diferenciando a funo com relao a , a estabilidade do equilbrio passa a ser observada a partir do sinal da expresso quadrtica , de forma que:

O equilbrio simtrico ser estvel apenas se , para qualquer valor de , o que acontecer para o caso de , que o valor encontrado quando atinge seu mximo, sendo que . Isso significa que para o trabalhador as caractersticas regionais no econmicas prevalecem sobre as econmicas, e caso eles estejam igualmente distribudos entre as regies haver uma distribuio simtrica tambm do setor de manufaturas.Para o caso de , possui duas razes reais dadas por:

Nesse caso, . Para o caso de , e , o nico equilbrio estvel o simtrico, com . J para o caso de , o equilbrio simtrico instvel, e como a disperso total com nunca ser um equilbrio, haver uma soluo interior, com o formato como apresentado na Figura 3, em que a disperso mxima acontece em .

Figura 3 Estrutura centro periferia quando os migrantes so heterogneos. Fonte: Combes, Mayer e Thisse (2008)

O tamanho das aglomeraes ir crescer no intervalo entre e , e decrescer de e . Isso ocorre porque os trabalhadores reagem de maneira diferente s condies do mercado. Na Figura 3 tem-se tambm , o que mostra que quanto menor a heterogeneidade da mo de obra, maior o grau de concentrao que ocorre na estrutura centro-periferia. Assim sendo, as caractersticas individuais dos migrantes geram uma curva de desigualdade regional em forma de sino.

2.4 Nova Geografia Econmica e Migrao: Alternativas empricas e resultados provenientes da literatura.

Com relao aos modelos da Nova Geografia Econmica, o trabalho pioneiro a testar o impacto do mercado potencial sobre o comportamento das migraes se deve a Crozet (2004). O autor assume que a deciso de um trabalhador sobre migrar, a partir da regio , depende da maximizao da seguinte funo:

Onde a probabilidade do indivduo conseguir emprego na regio no perodo e o custo da migrao, onde a distncia entre a regio de origem e o destino, uma dummy que indica a no existncia de fronteira e e parmetros positivos. J o termo estocstico captura a heterogeneidade da mo de obra. Observando a equao (42) para as regies, possvel expressar o fluxo de migrantes entre as regies e como:

A partir da expresso (49) e do modelo de Krugman (1991), Crozet (2004) extrai uma equao semi-estrutural para o fluxo migratrio:

O primeiro termo do lado direito da equao apresenta o ndice de preos dos bens no comercializveis (setor de servios), na regio , sendo o total de trabalhadores nesse setor, a parcela da renda em que os indivduos consomem os servios e a elasticidade de substituio entre as variedades desse setor. O segundo termo apresenta o mercado potencial da regio, com o total de trabalhadores na manufatura, a parcela gasta pelo consumidor nos bens desse setor, e a elasticidade de substituio entre variedades industriais. O terceiro e o quarto termos da equao apresentam, respectivamente, o salrio esperado na regio e o custo de deslocamento da migrao. J . Segundo Crozet (2004), a opo por apresentar as variveis independentes com um perodo de defasagem foi para evitar o problema de endogeneidade.O autor aplica os modelos separadamente para cinco pases, Alemanha, Itlia, Espanha, Holanda e Gr-Bretanha. Crozet (2004) estima dois modelos, definindo previamente e , para resgatar o parmetro , a elasticidade de substituio entre as variedades manufaturadas. A estimao do modelo da Nova Geografia Econmica foi feita utilizando Mnimos Quadrados No-Lineares, e alguns parmetros obtiveram sinal e magnitude de acordo com o esperado em todas as equaes (sendo , , ), alm de significncia estatstica a 1%. J o parmetro associado rea no foi estatisticamente significativo para a Itlia, e os salrios esperados apresentaram sinal negativo, diferente do que se esperava, para a Alemanha, Espanha e Holanda. Os resultados encontrados utilizando o modelo da Nova Geografia Econmica se mostraram superiores aos do modelo gravitacional, em termos de magnitude dos parmetros, sinais esperados e significncia estatstica. Uma aplicao semelhante de Crozet (2004) para a Espanha pode ser vista em Paluzie, Pons, Silvestre e Tirado (2007) e Sanchis-Guarner e Lopes-Bazo (2006), para a China em Poncet (2005) e para a Unio Europia em Kancs (2011). Hering e Paillacar (2008a e 2008b) testam para o Brasil o efeito do mercado potencial sobre a migrao estimando inicialmente o mercado potencial com uma equao gravitacional e posteriormente utilizando em um modelo acrescido do impacto dos rendimentos da qualificao da mo de obra sobre o prprio fluxo migracional.

3 APLICAO DOS MODELOS MIGRACIONAIS ORIUNDOS DA NOVA GEOGRAFIA ECONMICA PARA OS ESTADOS BRASILEIROS DE 2001 2009

Inicialmente buscou-se estimar um modelo semelhante ao de Crozet (2004). Com a utilizao de dados em painel, o teste de hausman indicou a utilizao de efeitos fixos, o que elimina as variveis constantes no tempo, tais como a distncia, da estimao. Assim sendo, algumas alteraes foram feitas, buscando tambm ajuste aos dados disponveis. A equao inicial assume o seguinte formato:

Onde o termo do lado esquerdo da equao, o fluxo migracional, foi construdo dividindo o nmero de residentes no nascidos no estado , pelo total de no nascidos em seus estados atuais (a exceo do estado ). J o segundo termo do lado direito apresenta o mercado potencial do estado , aqui calculado a partir da idia de Harris (1954), onde se divide o PIB de cada estado pela sua distncia at o referido estado (calculada pela distncia entre as capitais), e para a prpria regio divide-se por . O coeficiente , pelo modelo terico. O terceiro termo do lado direito da equao apresenta o salrio provvel para a regio, que a taxa de empregados vezes o salrio nominal corrente. O quarto termo define o ndice de custos locais a partir do custo do metro quadrado no estado. E por fim, utiliza-se a densidade populacional substituindo a rea utilizada por Crozet (2004), j que a mesma fixa no tempo. Por sua vez, representam os efeitos fixos e o termo de erro idiossincrtico. Os dados utilizados relacionados migrao e ndice de emprego foram retirados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domiclios (Pnad) do IBGE. Os dados geogrficos como a densidade populacional e distncia entre as capitais foram extrados da base de dados do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatstica (IBGE). O PIB estadual foi retirado do IPEADATA, a base de dados do Instituto de Pesquisa Econmica Aplicada (IPEA). Quanto ao custo do metro quadrado, foi extrado do Sistema Nacional de Pesquisa de Custos e ndices da Construo Civil (SINAPI).Dado que pela regresso (1), possvel notar que o coeficiente de determinao foi baixo, enquanto a proporo do desvio padro do erro que se deve s variveis no observveis foi elevado, possvel inferir que outros fatores que afetam a migrao no foram considerados na primeira regresso. Assim sendo, optou-se por incluir um grupo de variveis que captam o perfil da educao (anos de estudo mdio para pessoas com 25 anos ou mais e taxa de analfabetismo e taxa de analfabetismo para pessoas com 15 anos ou mais), da sade (taxa de mortalidade infantil para cada mil nascidos vivos e nmero de mdicos para cada mil habitantes) e do mercado de trabalho (participao de mulheres entre as pessoas ocupadas na Pnad). Optou-se tambm pela excluso do salrio esperado, que no apresentou resultado condizente na regresso anterior.3.1 Anlise dos resultados: caractersticas da amostra

Em relao a taxa associada ao fluxo migracional, o nmero de residentes no nascidos no estado , pelo total de no nascidos em seus estados atuais (a exceo do estado ), a Figura 4 apresenta, para o primeiro e ltimo ano da amostra, no mapa do Brasil cinco escalas, em que as cores mais escuras representam os estados com a maior taxa:

Figura 4 Fluxo Migracional para os estados brasileiros em 2001 e 2009.Fonte: elaborado pelos autores(2015)

possvel observar que a maior concentrao de residentes no nascidos em seus estados, dividido pelo total de no nascidos exceto os no nascidos no estado observado, encontra-se em ambos os momentos nas regies Sudeste e Centro-Oeste, enquanto as menores so encontradas em alguns estados das regies Norte e Nordeste.A Figura 4 apresenta a distribuio das pessoas que no nasceram no estado em que moravam, entre os anos de 2001 e 2009, para as cinco grandes regies brasileiras. Em 2001, o total nacional de pessoas na situao citada era de 27.815.000, chegando a 30.759.000 em 2009. A regio com maior proporo nesses valore o sudeste, tambm a regio mais rica e populosa do pas. J as menores propores se devem ao Norte entre 2001 e 2003, e ao Sul de 2004 a 2009. As trajetrias se mostram relativamente estveis, a exceo da regio Norte entre 2003 e 2004, em que possvel observar um salto.

Figura 5 Nmero de indivduos que no nasceram no estado em que habitam para as grandes regies brasileiras, de 2001 a 2009.Fonte: Elaborao prpria

J a Figura 5 apresenta a amostra divida entre homens e mulheres. Nesse caso, possvel observar o predomnio das mulheres como no nascidas no estado em que habitam. O nmero total de mulheres nessa situao vai de 14.497.000 em 2001 para 16.065.000 em 2009. J para os homens, os valores para os mesmos anos foram de 13.317.000 e 14.694.000, respectivamente.

Figura 6 Nmero de indivduos que no nasceram no estado em que habitam, divididos por gnero, entre 2001 e 2009.Fonte: Elaborao prpria

Com relao s idades dos moradores no nascidos no estado em que habitam, a Figura 6 mostra que a maior proporo a partir de 2008 a de pessoas entre 40 e 59 anos, seguido pelos indivduos entre 20 e 39 anos. J a menor proporo at 2002 foi do grupo com 60 anos e mais, e a partir de 2003 para indivduos entre 0 e 19 anos.

Figura 7 Nmero de indivduos que no nasceram no estado em que habitam, por grupos de idade, entre 2001 e 2009.Fonte: Elaborao prpria

Por fim, a Figura 7 apresenta a distribuio da amostra entre pessoas economicamente ativas e no economicamente ativas, com predomnio do primeiro grupo, chegando a uma diferena para 2009 de 9.012.000 de pessoas entre um grupo e outro.

Figura 8 Nmero de indivduos que no nasceram no estado em que habitam, por condio de atividade, entre 2001 e 2009.Fonte: Elaborao prpria

Com relao ao mercado potencial, a Figura 9 apresenta a distribuio geogrfica do mesmo, dividido em 5 escalas no mapa brasileiro, onde as cores mais escuras apresentam os maiores mercados potenciais. Nesse caso, a ponderao do PIB estadual pela distncia fez com que os maiores mercados potenciais se concentrassem em torno dos estados com maior produto, sendo eles So Paulo e Rio de Janeiro, enquanto a regio Norte, mais afastada desses estados, apresentou os menores mercados potenciais. Outro fator que influncia no clculo proposto por Harris (1954) a rea dos estados, j que o clculo leva em conta a distncia entre suas capitais e para o mercado potencial interno leva em conta a prpria rea do estado. Assim sendo, estados com maiores reas, como Amazonas e Par, podem ter o mercado potencial minimizado. As Figuras presentes no Apndice A mostram a trajetria do mercado potencial para todos os estados brasileiros no perodo.

Figura 9 Mercado potencial para os estados brasileiros em 2001 e 2009.Fonte: elaborado pelos autores(2015)

O comportamento das demais variveis presentes na Regresso 1, sob a mesma tica do mercado potencial presente na Figura 9 podem ser vistas nas Figuras 10. A densidade populacional, Figura 10.c, mostrou-se igual entre os dois anos observados, sendo as maiores taxas observadas nos estados mais populosos, Rio de Janeiro e So Paulo, e em estados com menor rea como Sergipe.

Figura 10 a) ndice de preos da construo civil, b) salrios esperados e c) densidade populacional para os estados brasileiros em 2001 e 2009.Fonte: elaborado pelos autores(2015).Quanto aos salrios esperados, Figura 10.b, os maiores esto divididos entre estados com alto mercado potencial, Rio de Janeiro e So Paulo, por exemplo, e em estados com relativo isolamento geogrfico, como o Acre e o Amap em 2001 e o Acre em 2009. Um possvel motivo associado aos modelos da Nova Geografia Econmica refere-se alta demanda por trabalho em regies com elevado mercado potencial e a baixa oferta em regies em que o mesmo baixo. O ndice de preos da construo civil, Figura 10.a, apresenta um padro prximo ao dos salrios esperados.Quanto s variveis utilizadas na Regresso 2, observadas na Figura 11, observando o incio e o final da amostra, os melhores indicadores para a mortalidade infantil, nmero de mdicos por cem mil habitantes e analfabetismo, de maneira geral, se concentraram nas regies Sul e Sudeste, enquanto no Nordeste se localizam os estados com piores resultados. Para os anos mdios de estudo abre-se a exceo de que alguns estados do Norte aparecem entre os cinco com melhores indicadores, sendo Amazonas e Amap em 2001 e Roraima e Amap em 2009. Para a participao das mulheres no mercado de trabalho a regio Sul apresentou indicadores elevados em ambos os anos.

Figura 11 a) Mortalidade infantil, b) mdicos por cem mil habitantes c) taxa de analfabetismo, d) anos mdios de estudo e e) participao percentual das mulheres no mercado de trabalho para os estados brasileiros em 2001 e 2009.Fonte: elaborado pelos autores(2015).

3.2 Anlise dos resultados: painel com efeitos fixos

Como exposto por Wooldridge (2002), a existncia de heterogeneidade no observvel no termo de erro nos dados em painel faz com que a estimao do modelo utilizando mnimos quadrados ordinrios (pooled ordinary least squares ou POLS) torne-se inconsistente. O teste de Breusch e Pagan presente na Tabela 1 tem como hiptese nula, aqui rejeitada, a inexistncia da varivel no observvel no termo de erro. A partir desse primeiro passo, possvel utilizar um painel com efeitos fixos, em que se utiliza uma transformao que elimina o termo no observvel, ou efeitos aleatrios, onde se utilizam mninos quadrados generalizados, dependendo da existncia de correlao entre a varivel no observvel e as variveis independentes. Para o caso de existncia de correlao utilizam-se os efeitos fixos. O teste usual para efeitos fixos ou aleatrios o de Hausman, que como hiptese nula apresenta a no correlao entre a varivel no observvel e as independentes. Como observado na Tabela 1, para o modelo proposto rejeita-se a hiptese nula, ou seja, recomendvel a utilizao de efeitos fixos. O teste de Hausman robusto, proposto por Wooldridge (2002), refora o teste tradicional. J o teste de significncia dos efeitos fixos, proposto por Greene (2008), observa como hiptese nula que os efeitos fixos so iguais a zero, e como visto na Tabela 1 tambm foi rejeitada essa hiptese para o modelo.

TesteValorp-valor

Breusch e Pagan para regresso (1)

Teste de significncia dos efeitos fixos (1)

Teste de Hausman para regresso (1)

Teste de Hausman robusto para regresso (1)

Heterocedasticidade de Wald para regresso (1)

Correlao serial de Wooldridge para regresso (1)

Tabela 1 Testes de especificao para a regresso (1)Fonte: Elaborao prpria

Outros testes importantes para o bom desempenho do modelo so de heterocedasticidade e autocorrelao. A Tabela 1 apresenta os testes de Wald para heterocedasticidade e de Wooldridge (2002) para autocorrelao, sendo que ambos a hiptese nula, de inexistncia dos dois problemas, foi rejeitada. Dessa forma, como proposto inicialmente por White (1980), torna-se recomendvel a utilizao da varincia assinttica do modelo para uma inferncia robusta. Os resultados da estimao esto apresentados na Tabela 2. O impacto do mercado potencial sobre o fluxo de migraes apresentou um parmetro de 0.5273845 (o que significa a partir do modelo estrutural que 0.5273845), e significncia estatstica num intervalo de 90% de confiana. J o salrio esperado, apresentou sinal negativo, contrrio ao esperado, mas sem significncia estatstica, resultado semelhante ao que Crozet (2004) encontrou para alguns pases como Alemanha, Espanha e Holanda. Os preos do metro quadrado, que captam os custos locais, apresentaram sinal negativo, ou seja, desestimulam o fluxo de migrao, e foram estatisticamente significativos para um nvel de 1%. J a densidade populacional apresentou coeficiente igual a 1.58271 e significncia estatstica tambm a um nvel de 1%.A Tabela 2 apresenta tambm coeficiente de determinao, com valor de 0.1986, o que representa um valor relativamente baixo para a parcela da varivel dependente explicada pelas variveis independentes. A parcela do desvio padro do erro que se deve ao termo no observvel apresentou valor de 2.4360, enquanto a que se deve ao erro idiossincrtico apresentou valor de 0.0966. Disso possvel definir que a proporo do erro que se deve as variveis no observveis de 0.998427, ou seja, um valor bastante elevado, o que indica que, embora a maioria dos coeficientes estimados no modelo tenha apresentado resultado semelhante ao esperado a partir dos modelos tericos e significncia estatstica, o fluxo migracional explicado apenas por esses elementos exclui fatores importantes do mesmo, que acabam por ter seu impacto captado atravs da parte do erro devida s variveis no observveis.

Varivel(1)(2)

ln(mercado potencial)Coeficiente0.5273845*0.4690826*

Erro Padro0.48610290.2702443

ln(salrio esperado)Coeficiente-0.1947523

Erro Padro0.1250298

ln(preo do metro quadrado)Coeficiente-0.336342***-0.2582029*

Erro Padro0.12044990.1437088

ln(densidade)Coeficiente1.587271***1.182286*

Erro Padro0.48610290.5886548

AnalfabetismoCoeficiente0.018473**

Erro Padro0.0072554

Mortalidade infantilCoeficiente-0.0119754***

Erro Padro0.1125779

Mdicos por mil habitantesCoeficiente0.1394432

Erro Padro0.1125779

Mulheres no mercado de trabalhoCoeficiente0.014843

Erro Padro0.0143332

ConstanteCoeficiente-8.697596**-7.553901*

Erro Padro3.7935943.733382

Nmero de observaes243243

Grupos2727

Observaes por grupo99

0.19860.1822

2.43606781.9682607

0.09668130.08426919

0.9984270.99817031

Tabela 2 Estimao com efeitos fixos para a regresso (1) e regresso (2).* significante a um nvel de10% , ** significante a um nvel de 5%, *** significante a um nvel de 1% Fonte: Elaborao prpria

Dado que pela regresso (1), possvel notar que o coeficiente de determinao foi baixo, enquanto a proporo do desvio padro do erro que se deve s variveis no observveis foi elevado, possvel inferir que outros fatores que afetam a migrao no foram considerados na primeira regresso. Assim sendo, optou-se por incluir um grupo de variveis que captam o perfil da educao (anos de estudo mdio para pessoas com 25 anos ou mais e taxa de analfabetismo e taxa de analfabetismo para pessoas com 15 anos ou mais), da sade (taxa de mortalidade infantil para cada mil nascidos vivos e nmero de mdicos para cada mil habitantes) e do mercado de trabalho (participao de mulheres entre as pessoas ocupadas na Pnad). Optou-se tambm pela excluso do salrio esperado, que no apresentou resultado condizente na regresso anterior.Da mesma forma que na regresso (1), o teste de Breusch e Pagan indicou presena de variveis no observveis, enquanto o teste de Hausman sugere a utilizao de efeitos fixos, dado que as variveis no observveis possuem correlao com os regressores. Da mesma forma, o teste de significncia dos efeitos fixos indica que os mesmos so diferentes de zero. Quanto heterocedasticidade e correlao serial dos resduos, os testes de Wald e Wooldridge (2002), respectivamente, atestam a existncia de ambos os fatores na regresso, o que justifica a aplicao de inferncia robusta ao modelo. Os resultados dos testes podem ser visualizados na Tabela 3.

TesteValorp-valor

Breusch e Pagan para regresso (2)

Teste de significncia dos efeitos fixos (2)

Teste de Hausman para regresso (2)

Teste de Hausman robusto para regresso (2)

Heterocedasticidade de Wald para regresso (2)

Correlao serial de Wooldridge para regresso (2)

Tabela 3 Testes de especificao para a regresso (2)Fonte: Elaborao prpria

Quanto aos resultados, apresentados na tabela 2, o mercado potencial apresentou coeficiente de 0.4690826, e significncia estatstica num intervalo de confiana de 90%, o que condiz com o resultado esperado pelos modelos da Nova Geografia Econmica. Da mesma forma, os sinais dos coeficientes associados ao preo do metro quadrado e da densidade populacional apresentaram sinais concordantes com o esperado pela teoria econmica e significncia estatstica tambm num intervalo de 90% de confiana. As variveis associadas a educao, apresentaram significncia estatstica sendo que os anos mdios de estudo num nvel de 10% e o analfabetismo de 5% de confiana. No entanto, os sinais sugerem que aumentos regionais no nvel de capital humano desestimulam o fluxo migracional. A taxa de mortalidade infantil, por sua vez, apresentou coeficiente de -0.0119754 e significncia estatstica num nvel de 1%, o que indica que a sade nas regies possui impacto sobre as decises de migrao. Quanto aos parmetros associados ao nmero de mdicos por mil habitantes e a participao das mulheres no total de pessoas ocupadas, os mesmos no apresentaram significncia estatstica. Apesar do acrscimo de variveis, no foi possvel observar um aumento no coeficiente de determinao ou queda na parcela do erro devida aos componentes no observveis. Isso sugere que as amenidades e fatores regionais fixos no tempo, que no podem ser descritos ou captados em modelos com efeitos fixos possuem peso significativo nas decises de migrar, o que tambm vai ao encontro dos modelos que destacam as caractersticas individuais dos migrantes, como o de Tabuchi e Thisse (2002).

4 CONCLUSO

A migrao elemento crucial para a determinao da dinmica regional e com isso presente nos modelos da Nova Geografia Econmica, com o surgimento simetria ou de uma estrutura centro-periferia na distribuio da atividade econmica. Assim sendo, o modelo de Tabuchi e Thisse (2002) avana na anlise da migrao ao incluir, a partir de um modelo centro-periferia linear aos moldes de Ottaviano, Tabuchi e Thisse (2002), um comportamento probabilstico na deciso dos indivduos de migrar, dando nfase no papel da heterogeneidade dos agentes nesse processo de escolha. O presente trabalho buscou aproximar as idias tericas da Nova Geografia Econmica das observaes empricas para o Brasil, usando como base a idia de Crozet (2004). A estimao inicial oriunda dos modelos tericos e utilizando dados em painel com efeitos fixos apontou um efeito positivo e estatisticamente significativo para o impacto do mercado potencial sobre o processo de migrao brasileiro, ou seja, respondendo ao ttulo do trabalho de Crozet (2004), os migrantes seguem o mercado potencial. Quanto s variveis adicionais utilizadas, o preo do metro quadrado, a densidade populacional e o salrio esperado, apenas o ltimo no apresentou sinal esperado e significncia estatstica. Ao usar dados em painel com efeitos fixos, no entanto, torna-se impossvel estimar variveis fixas no tempo, de forma que fatores puramente geogrficos acabam no sendo inclusos na estimao, e perde-se parcialmente a possibilidade de observar o papel das amenidades no fluxo migracional. Como o resultado da estimao inicial apresentou um peso grande para as variveis no observveis em termos de desvio padro do erro, optou-se por incluir variveis associadas a fatores normalmente discrepantes nos diferentes estados brasileiros, como a sade, educao e o mercado de trabalho. O resultado para o mercado potencial novamente ficou como o esperado para os modelos tericos, no entanto, o resultado em termos de coeficiente de determinao e da parcela do erro que se deve s variveis no observveis no foi muito diferente da regresso inicial. Disso, pode-se concluir que o mercado potencial e os demais fatores extrados dos modelos da Nova Geografia Econmica possuem impacto sobre o fluxo de migraes no Brasil, no entanto, o modelo sugere que fatores regionais, que podem ser associados s amenidades e a heterogeneidade individual em relao migrao, so relevantes para a definio desse fluxo.

Apndice A: Mercado potencial por regio para os estados brasileiros de 2001 a 2009.