EMPREGO INDUSTRIAL E CUSTOS DE AJUSTAMENTOS NAS EMPRESAS: UMA ANÁLISE A PARTIR DE MICRODADOS *

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1 EMPREGO INDUSTRIAL E CUSTOS DE AJUSTAMENTOS NAS EMPRESAS: UMA ANÁLISE A PARTIR DE MICRODADOS * Paulo de Andrade Jacino FEAC/UFAL pajjap@homail.com Eduardo Ponual Ribeiro IE/UFRJ, PPGE/UFRGS e Pesquisador CNPq eribeiro@ie.ufrj.br RESUMO O presene esudo em como objeivo fazer uma análise empírica da esruura dos cusos de ajusameno do emprego indusrial usando dados do Brasil. Para ano, esima-se um modelo dinâmico de demanda por rabalho em que conempla cusos de ajusameno quadráico e cusos de ajusameno fixo como casos pariculares. A meodologia raz um ese de hipóese, em que coeficienes do modelo de regressão empregado permiem idenificar qual o ipo de cuso de ajusameno mais apropriado para represenar os cusos não salariais do emprego. A parir de microdados de empresas indusriais do Rio Grande do Sul, os resulados obidos sugerem que um modelo miso, em que cusos de ajusameno quadráico e cusos fixos são considerados, represena melhor a esruura de cusos de ajusamenos para a indúsria. Porano, o modelo com cusos de ajusameno quadráico, muio explorado nos esudos empíricos no Brasil, pode ser úil para dar uma idéia da dinâmica do ajuse do emprego, porém não é o mais adequado. Palavras-chave: Cusos de ajusameno, GMM, demanda por rabalho, Microdados, cusos fixos. JEL Codes: J23, J63 ABSTRACT In his sudy we make an empirical analysis of he srucure of adjusmen in manufacuring employmen using Brazilian firm daa. So, a dynamic model of labor demand is esimaed including he adjusmen coss of quadraic and he fixed adjusmen coss as paricular cases. The mehodology brings a hypohesis es, where he regression model coefficiens applied allow idenifying which of he ype adjusmen cos is more appropriae o shows he coss of he job. From micro daa of indusrial companies of he Rio Grande do Sul, he resuls sugges ha a mixing model, where adjusmen coss of quadraic and fixed coss are considered, represens in he bes way he coss srucure of adjusmens for he indusry. Therefore, he model wih he coss adjusmen of quadraic, much explored in he empirical sudies in Brazil, can be useful o give an idea of he dynamics of he adjusmen of he job, however i is no suiable. Key-words: Adjusmen coss, labor demand, GMM, Microdaa, fixed coss ÁREA 2 Economia do Trabalho * Ese rabalho é uma versão revisada de pares da ese de douorado do primeiro auor no PPGE/UFRGS. Agradecemos à FIERGS pelo acesso aos dados e aos comenários de Giácomo Balbinoo, Naércio Menezes, Luiz G. Scorzafave. Erros são de nossa responsabilidade.

2 . Inrodução A esimação de uma função de demanda por rabalho é o mecanismo mais usado para compreender o efeio de mudanças esruurais, ecnológicas e conjunurais no emprego indusrial, além de servir de base e simulações de efeios de políicas. Esse mecanismo exige uma hipóese para esruura de cusos de ajusameno do emprego no empo, que não parece compaível com a heerogeneidade inraseorial enconrada. A represenação analíica desses cusos é feia por meio de uma função de cusos de ajusameno e a mais usual, possui a forma quadráica. Ela gera um padrão de ajuse da mãode-obra conínuo, suave e sem movimenos bruscos, a parir de uma seqüência de choques de renabilidade percebidos pela empresa (Hamermesh, 993). Embora proposos desde 962 por Waler Oi, a parir do esudo de Hamermesh (989), funções de cusos de ajusameno alernaivas e mais complexas que incorporam cusos fixos (lumpy coss) ou lineares (piecewise coss) vêm sendo consideradas de modo mais significaivo. A principal caracerísica dessas funções enconra-se na desconinuidade dos ajuses no emprego, o que implica uma ausência de ajuse gradual na mão-de-obra e a exisência de períodos de inaividade, frene a uma seqüência de choques. Ao invés de focar a forma funcional dealhada dos cusos de ajusameno (quadráicos e siméricos, quadráicos e assiméricos, cusos fixos ou lineares), alguns esudos, como o de Caballero, Engel e Haliwanger (997), Cooper e Willis (200) e Varejão e Porugal (2006), levando em consideração a heerogeneidade nas variações no emprego observadas por Davis e Haliwanger (999) e Hamermesh (989), focalizaram suas análises na verificação do ipo geral de cusos de ajusameno, ou seja, se convexos ou não-convexos. A convexidade é associada a ajuses freqüenes, porém com variações no emprego diluídas ao longo do empo, ao passo que os cusos de ajusamenos não-convexos geram ajusamenos pouco freqüenes e com movimenos bruscos na mão-de-obra empregada, caracerizando períodos de inaividade e ausência de ajuse. Traa-se de uma forma mais geral de abordar os cusos de ajusameno, uma vez que se busca conhecer a esruura de cusos sem impor maiores resrições sobre as funções de cusos de ajusameno das firmas. O ineresse é idenificar o ipo geral com o mínimo de hipóeses idenificadoras sobre a realidade. Na lieraura econômica essa quesão em sido raada aravés da esimação de modelos esruurais de demanda por rabalho que incorporam esruuras alernaivas de cusos de ajusameno. Os resulados mosram que modelos de demanda por rabalho não linear, que correspondem à esruura de cusos de ajusameno não-convexa, se ajusam melhor aos dados de empresas. Desaca-se Hamermesh (989, 990 e 992), que examinaram dados mensais de firmas individuais no nível do esabelecimeno, descobrindo que a série agregada aparenava um ajusameno suave, sem movimenos bruscos, ao passo que no nível individual da firma o ajusameno do emprego era exremamene fixo. No Brasil, os esudos de Esevão (99), Pereira e Gonzaga (998), Meyer (998), Ambrózio (999), Magnusson (2000) e Gonzaga e Corseuil (200), empregaram cusos de ajusameno quadráicos que levam à funções de demanda por emprego do ipo de ajusameno parcial, aplicados a dados agregados (seoriais). O ipo de cuso de ajusameno foi suposo, sem uma avaliação da validade desa suposição. Embora Caballero e al. (997) enha mosrado que com o uso de dados seoriais (agregados) a esruura de cusos de ajusameno ende a parecer quadráica (convexa), o rabalho mosrou que eses cusos nas Por cusos de ajusameno enendem-se aqueles cusos direos e indireos gerados por alerações na quanidade da mão-de-obra empregada na firma. De um modo geral, os cusos de conraação incorporam os cusos da firma em anunciar as vagas disponíveis, enrevisar e selecionar os candidaos e reinar os novos rabalhadores; por sua vez, os cusos de demissão normalmene esão previsos por lei, como o aviso prévio e demais indenizações. Cusos indireos seria o cuso de oporunidade em ermos de produção perdida enquano o novo rabalhador não possui a mesma produividade do rabalhador que foi subsiuído.

3 empresas (microdados) podem ser bem diferenes, numa aplicação moderna da famosa falácia da composição. Assim, o presene esudo em como propósio fazer uma análise empírica da esruura dos cusos de ajusameno do emprego em indúsrias brasileiras, a parir de microdados das empresas indusriais do Rio Grande do Sul enre os anos de 99 e Para ano, esima-se um modelo dinâmico de demanda por rabalho em que conempla cusos de ajusameno quadráico e cusos de ajusameno fixo como casos pariculares. Além dessa breve inrodução, o rabalho esá organizado em quaro seções. Na segunda, a base de dados uilizada é descria. Na erceira, a represenação empírica do modelo de demanda por rabalho e a esraégia de esimação são apresenadas. Na quara, são apresenados os resulados e, por fim, na seção cinco, as considerações finais. Os resulados mosram que o modelo com cusos de ajusameno quadráico, muio explorado nos esudos empíricos no Brasil, pode ser úil para dar uma idéia da dinâmica do ajuse do emprego, porém não é o modelo mais adequado. 2. As empresas esudadas e as hipóeses de idenificação Os dados uilizados para idenificar a esruura de cusos de ajusameno e analisar a dinâmica da demanda por rabalho na indúsria foram obidos juno à Federação das Indúsrias do Esado do Rio Grande do Sul (FIERGS) e êm origem na Pesquisa Indicadores Indusriais da Confederação Nacional das Indúsrias (CNI). O âmbio da pesquisa inclui as empresas que fazem pare do cadasro próprio da FIERGS e as unidades de informação são as empresas indusriais e suas filiais localizadas no esado do Rio Grande do Sul 2. A classificação de aividades da pesquisa é a mesma do cadasro RAIS-88, iso é corresponde à classificação uilizada pelo CNAE-73, ano para o gênero indusrial quano para o subgênero. As unidades esão agrupadas em dezesseis seores ou gêneros indusriais, a saber: mealúrgica, mecânica, maerial elérico e de comunicações, maerial de ranspore, madeira, mobiliário, borracha, couros e peles, química, êxil, vesuário, calçados e arefaos de ecidos, produos alimenares, bebidas, fumo, ediorial e gráfica e, por fim, diversas. As informações esão disponíveis na base de dados a parir de 99 aé A amosra uilizada pela FIERGS apresena um viés para grandes empresas e inclui apenas empresas formais, endo em visa que as variáveis são acompanhadas com o inuio de se observar a endência de curo prazo. O processo de amosragem uilizado na formação do painel de empresas 3 informanes é incidenal, endo como um dos criérios empregados na formação desse painel a seleção de unidades informanes do cadasro da FIERGS responsáveis por 50% do número de empregados do gênero 4. No caso paricular daqueles gêneros não expliciados individualmene, ou seja, na classe de ouros gêneros, o percenual passa a ser igual a 20% do número de empregados. Por se raar de uma amosra incidenal, uma comparação enre as séries de emprego, oriunda da Pesquisa Mensal Indusrial (PIM), realizada pelo IBGE, com a série de emprego uilizada nesse rabalho pode indicar se podemos considerar a amosra uilizada pela Pesquisa Indicadores Indusriais da Confederação Nacional das Indúsrias (CNI) represenaiva, permiindo, assim, fazermos inferências a parir dela. Nesse senido, caracerísicas como a presença de uma endência declinane do emprego ao longo do empo no seor indusrial na série de emprego gerada pela PIM deve esar presene na série de emprego obida pela CNI. 2 A mariz, se localizada no esado, responde às informações referenes a ela e às suas filiais no esado. No caso das empresas cujas marizes localizam-se fora do esado as informações coleadas se referem exclusivamene à elas, ou seja, as filiais. 3 Sem acompanhameno demográfico de enradas e saídas. 4 Os gêneros incluídos na pesquisa são responsáveis por, no mínimo, 70% do valor da produção da indúsria de ransformação do esado, enconrado no Censo IBGE 985 para o início da amosra ou, para os anos mais recenes, na RAIS. Os gêneros resanes compõem a classe Ouros, uilizada na obenção do resulado agregado para a indúsria de ransformação.

4 Complemenando a análise gráfica, esaisicamene, uma análise da correlação enre as duas séries ambém pode ser úil para mosrar se exise um fore relação enre as duas variáveis e confirmar a represenaividade ou não da amosra. Como pode ser observada na Figura, a série de emprego da oriunda da pesquisa da CNI para o Rio Grande do Sul (n_cni_rs) no período de apresena o mesmo comporameno observado na série do emprego da PIM para a Região Sul (n_pim_sul), ou seja, ambas as séries mosram uma rajeória de declínio do emprego indusrial nos anos A correlação enre as duas séries é de 0,92, o que mosra um fore relação enre as duas séries. Com base na análise gráfica e no índice de correlação é possível inferir que a amosra uilizada pela Pesquisa Indicadores Indusriais da Confederação Nacional das Indúsrias é represenaiva, podendo ser uilizada para esudar o comporameno do emprego no Rio Grande do Sul. 05 PESSOAL OCUPADO NA INDÚSTRIA (DADOS DESSAZONALIZADOS) Índice (média 99=00) n_pim_sul n_cni_rs Figura Pessoal ocupado na indúsria (dados dessazonalizados) A base uilizada nese esudo compreende ao período de 99 a A variável emprego (n) corresponde ao logarimo naural do pessoal empregado oal e engloba a oalidade do pessoal com vínculo empregaício que esava rabalhando na empresa no úlimo dia do mês, incluído ou não no processo de produção. Na lieraura econômica a análise da dinâmica da demanda por rabalho com essa variável corresponde a uma análise na qual a hipóese de homogeneidade da mão-de-obra é assumida. A variável que descreve o cuso salarial médio real (wr) corresponde ao logarimo naural do valor global da folha de pagameno e refere-se à remuneração do rabalho dividido pelo número de pessoal empregado oal da empresa. Ela não inclui os pagamenos relaivos ao décimo erceiro salário, indenizações, graificações e aviso prévio. Para represenar as condições de demanda da firma escolheu-se a variável valor oal das vendas. Nessa variável são incluídas odas as receias das empresas oriundas das vendas de seus produos, não levando em cona a presação de serviços, as ransferências enre esabelecimenos e as vendas de aivos fixos ou a revenda de maéria-prima beneficiada. Os valores são deflacionados pelo índice de preços por aacado (IPA-OG). Uma primeira 5 O ideal seria uilizar uma série de emprego da PIM para o esado do Rio Grande do Sul, mas devido a inexisência dessa série, opou-se por fazer uma comparação enre a série de emprego gerada para a Região Sul.

5 aproximação para conhecer o padrão de ajusameno do emprego pode ser observada na Figura 2, na qual é apresenada a disribuição das axas de crescimeno do emprego por ano para as empresas que aparecem na amosra por dois anos coníguos pelo menos 6. De um modo geral, observa-se imediaamene uma concenração das axas em zero, gerando um pico e revelando uma considerável rigidez nas alerações no emprego. Esse resulado sinaliza que uma proporção significaiva das empresas não alera o emprego de um ano para ouro; caso o façam, esse ajuse é pequeno e próximo a zero. Observa-se ainda, à direia do zero, que as axas de crescimeno do emprego apresenam um decaimeno mais rápido se comparado àquele apresenado no lado esquerdo da origem. Freqüência Taxa de crescimeno do emprego Figura 2 Taxa de crescimeno do emprego. De acordo com a eoria da demanda por rabalho (e.g. Hamermesh, 993), seja pela resolução de um problema de minimização de cusos ou maximização de lucros, e sob diferenes ipos de expecaivas, pode-se especificar uma função (poencialmene implícia) de demanda por rabalho (n i ) nas empresas i no período na forma F(Δn i, Δz i, θ)=0, onde z i represena um veor de choques de renabilidade na empresa, e θ um veor de parâmeros associados à ecnologia, cusos de ajusameno e aé demanda por produo. O veor de choques de renabilidade em geral é associado a choques de cusos do rabalho (w i ), choques de demanda ou produção (y i ) e choques não observados (ε i ). De acordo com Varejão e Porugal (2006), Hamermesh e Pfann (996), sob as hipóeses usuais de ecnologia, associadas à funções de produção conínuas e diferenciáveis, esruuras de cusos de ajusameno convexas levam a uma associação conínua e suave enre os choques e a variação do emprego. Por ouro lado, se a esruura de cusos de ajusameno for não convexa, a função de demanda por rabalho implícia será desconínua, gerando uma disribuição de variação no emprego basane diferenciada da de choques de demanda, cusos de rabalho e choques não observados. Se eses úlimos iverem disribuições suaves e conínuas, a disribuição de variação no emprego não será desconínua e/ou com picos 7. Passamos enão a avaliar as disribuições de choques de renabilidade observados, ou seja, mudanças no cuso do rabalho (Figura 3) e mudanças no valor da produção (medido pelas vendas reais, na Figura 4). As disribuições das axas de crescimeno das vendas reais e do cuso médio do rabalho são apresenadas nas Figuras 3 e 4, respecivamene, nos quais os hisogramas omiem alerações menores do que 200 por ceno e maiores do que 200%. 6 A axa de crescimeno do emprego, do cuso médio do rabalho e das vendas reais foram mensuradas usando a axa de variação na forma g i =(x i -x i- )/[ (x i -x i- )/2], cujo resulado ficou limiado ao inervalo - a. 7 Não resringimos aqui a simeria e curose da disribuição da variação no emprego, pois eses podem ser bem diferenes das disribuições de choques, mesmo com funções suaves e conínuas F( ).

6 Observa-se que as disribuições possuem um formao de sino padrão, sugerindo uma suavidade nas axas de crescimeno e a exisência de uma coninuidade, dando indícios de que não exise uma fore concenração em zero, como foi observado na disribuição de variações no emprego. Freqüência Taxa de crescimeno das vendas reais Figura 3 Taxa de crescimeno das vendas reais. Freqüência Taxa de crescimeno do cuso médio por rabalhador Figura 4 Taxa de crescimeno do cuso médio do rabalho. Para a disribuição de choques não observados o razoável é supor que seja conínua e suave, como a Normal ou aé a Uniforme, como em Varejão e Porugal (2006). Seguindo eses auores, se as disribuições de choques forem suaves e conínuas, a exisência de desconinuidades e concenração em zero é associada a esruuras de cusos de ajusameno não-convexas. Como nossa análise em seu foco nas decisões da empresa de se aumena ou não demanda, iso é na dinâmica do emprego, uma meodologia empírica que raga um ese de hipóese em coeficienes do modelo de regressão empregado para esimar a equação de demanda por rabalho, permie idenificar o ipo de cuso de ajusameno e daí, a esruura de ajusameno que seria mais apropriado para represenar os cusos não salariais do emprego.

7 3 Represenação empírica do modelo de demanda por rabalho e esraégia de esimação Há diferenes hipóeses sobre cusos de ajusameno, que levam à diferenes equações de demanda por emprego num conexo de maximização 8 de lucros com preços de faores exógenos. A função mais usual de cusos de ajusameno, a quadráica, denro de um modelo com previsão perfeia, leva ao modelo radicional de demanda por rabalho dinâmico na seguine forma: n = γ n + βx + ε () em que γ e β são parâmeros, X é um veor de variáveis explicaivas que afeam o equilíbrio de longo prazo do emprego, n*, e ε é ermo de perurbação. Hamermesh (992) 9 apresenou um modelo dinâmico em que conempla cusos de ajusameno quadráico e cusos de ajusameno fixo como casos pariculares. A principal caracerísica do modelo é uma região de inaividade do emprego denoada pelo inervalo [ n, n + ], na qual se incluí o equilíbrio de longo prazo do emprego, denoado por n*, conjunamene com uma região em que o emprego pode ser ajusado de forma lena e suave. O inervalo [ n, n + ] em sua origem nos cusos fixos que surgem a cada período quando o emprego esá sendo alerado e, quano maior forem os cusos fixos, maior será o amanho do inervalo. Assim, dado um choque nas condições de demanda da firma e supondo que seja * * grande o suficiene, ou seja, [ n 0 > n+ ] ou [ n 0< n ], o empregador inicia o processo de ajusameno do emprego suavemene e sem alerações bruscas em direção a n* e cessa ao * * aingir n + (ou n no caso de um choque negaivo). A generalização desse modelo orna-se evidene ao impor resrições sobre os parâmeros do modelo. Por exemplo, ao supor que os cusos fixos são iguais a zero, obém-se o radicional modelo dinâmico de demanda por rabalho com ajusamenos quadráicos, no qual a firma promove um ajusameno do nível de emprego em direção ao emprego de equilíbrio de longo prazo leno e suavemene, sem movimenos bruscos. Todavia, ao impor a resrição de que os cusos variáveis não exisem, ou seja, que são iguais a zero, um modelo com cusos de ajusamenos fixo a la Hamermesh (989, 990, 992) pode ser enconrado. Nele a firma pode alerar discreamene o emprego, esabelecendo o nível de n*, ou maner o emprego em seu valor inicial se o cuso de uma aleração discrea for superior ao valor presene dos lucros obidos a cada período em n*. Empiricamene, esse modelo é represenado supondo que a firma prevê racionalmene a rajeória dos fuuros choques nas condições de demanda e que o veor de variáveis X represena a relação descrevendo a demanda por rabalho. Se a firma não se enconra no * * inervalo [ n, ], o emprego pode ser descrio como: n + m M j N γ, n = = α j X j + ε > K (2) m= j= m M j N n = n + [ ] j X = = γ α j + ε + u m= j= em que n é o logarimo naural do emprego no empo ; n - é o logarimo naural do emprego no empo - e X -j é um veor de variáveis explicaivas (usualmene cuso salarial médio e 8 Embora enha sido mencionada maximização dos lucros, as equações de demanda por rabalho ambém podem ser obidas por meio de um problema de minimização de uma função de perda. 9 O principal objeivo de Hamermesh (992) era conornar rês quesões que haviam permanecido no esudo de Hamermesh (989, 990): primeiro, inserir no mesmo modelo cusos de ajusamenos fixos e quadráicos; segundo, inserir a variável salário como deerminane da demanda por mão-de-obra na equação a ser esimada e, por fim, uilizar um segundo banco de dados endo em visa ornar os resulados mais robusos. Para ano, além do banco de dados uilizados em Hamermesh (989), foram uilizados os dados de esudo de Card (986).

8 2 produo); u é o disúrbio com média zero e variâncias σ u ; γ é o coeficiene de ajusameno do emprego, esá condicionado a > γ 0 e é um maneira ad hoc de admiir cusos de ajusamenos quadráicos. Se γ = 0, K mede os cusos fixos do ajusameno; quando γ 0, K * * pode ser inerpreado como sendo o amanho relaivo do inervalo [ n, n + ]. A decisão de alerar o emprego esá condicionada a uma avaliação do emprego no período anerior e às informações sobre o veor X no início do período. No caso em que a firma se enconra no * * inervalo [ n, ], busca maner o emprego consane: n + n n + u2 m = M j= N =, n α X + K (3) j j ε m= j= 2 em que u 2 é disúrbio com média zero e variâncias σ u 2. Na equação (3) o ganho esperado da firma na realização do ajuse do emprego para n* é insuficiene para superar os cusos de ajusamenos oriundos desse ajusameno e, porano, maner o emprego inaivo passa a ser a melhor esraégia da firma. Em conjuno, as equações (2) e (3) formam um modelo de swiching 0 regression para a escolha de n. Um modelo de ajusameno com defasagens disribuídas pode ser obido por meio da equação (2) ao desconsiderar a condição de swiching. Embora o ajusameno possa cessar anes de aingir o alvo em virude da exisência de cusos fixos, ao impor γ = 0, as equações (2) e (3) reduzem-se a um modelo dinâmico com cusos de ajusameno fixo. Se K = 0, o modelo se reduz ao radicional modelo dinâmico de demanda por rabalho com cusos de ajusameno quadráico. Além dessas considerações, supõe-se que E(u, u 2 ) = 0, que E(u ε ) = E(u 2 ε ) = 0 e que os erros são normalmene disribuídos e σ u = σ 2 u, permiindo que u e u 2 em (2) e (3) venham a ser raados como u. Anes de mosrar como serão esimados os parâmeros em (2) e (3), é necessário apresenar como será obida uma medida esaísica que servirá como uma proxy para cusos de ajusamenos fixos, K. Traa-se de uma medida que represena a possibilidade de alerar o emprego ao longo da amosra que é obida anes mesmo de se esimar a equação (2) e (3). Um méodo de dois eságios para um modelo de swiching regression descrio em Maddala (983) é empregado, no qual se admie a exisência de dois regimes: ajusar o nível de emprego e não ajusar. Assim, inicialmene, esima-se um modelo probi, no qual é considerado D = se o eveno ajusar o nível de emprego ocorrer e D = 0, em caso conrário. Com base nas esimaivas enconradas é elaborada a variável lambda, ou seja, à semelhança da Mills raio, que é incorporada enre as variáveis explicaivas juno com as condições de demanda da firma numa equação que vai represenar o modelo miso. Traa-se da equação (2) acrescida da variável lambda. Em ermos analíicos, a exisência de cusos de ajusamenos fixos esá condicionado a λ 0 e γ = 0. Caso ocorra o conrário, λ = 0 e 0 < γ <, as evidências serão favoráveis à exisência de cusos de ajusamenos convexos, ou seja, vale o radicional modelo dinâmico com cusos de ajusameno quadráico. Conudo, ainda um erceiro caso é possível, ou seja, λ 0 e 0 < γ <, caracerizando a exisência de ambos os cusos de ajusamenos e demonsrando a exisência de um modelo miso. 0 Lembrando a noa de rodapé 45, a condição de swiching vai depender das realizações do ermo ε. Dessa forma, como foi apresenado em Hamermesh (989), reescrevendo a equação (98) e (99) em ermos do ermo ε, N pode-se mosrar que a firma promove o ajuse do emprego se: ou ε > K + [ n α X N j X j ] j = ε < K + [ n α N j X j ] j = ε K + [ n α e que irá maner o emprego consane se: ε. j j ] j = N j X j ] j = K + [ n α e

9 Ao considerar que a análise da demanda dinâmica por rabalho será realizada para um painel de dados no nível de firmas, as equações (2) e (3) passam a incluir um ermo δ i, que corresponde ao efeio específico individual não observável, endo em visa capurar as caracerísicas das firmas não observadas e que influenciam na demanda por rabalho. Para garanir esacionaridade da série de emprego, impõe-se que γ <. O efeio conemporâneo das variáveis explicaivas sobre a variável dependene é dado por α. A esimação das equações (2) e (3), seja por um méodo de mínimos quadrados ordinários (MQO), seja por um esimador de efeios fixos Wihin Groups (WG) ou de efeios aleaórios (GLS), apresena problemas. O esimador de MQO será seriamene viesado em virude da correlação da variável dependene defasada com o efeio específico individual. Uma vez que n i é uma função de δ i, n i- ambém é função de δ i. Enão n i-, um regressor do lado direio, é correlacionado com o ermo erro, fornecendo um esimador de MQO viesado e inconsisene mesmo se o u i é não correlacionado serialmene, sendo o mesmo verdadeiro para o esimador WG. Anderson e Hsiao (982) propõem um procedimeno para solucionar esse problema. Eles sugerem, primeiramene, diferenciar o modelo para livrar-se de δi e, depois, aplicar variáveis insrumenais, cujos insrumenos são: ou Z n, x' x' ) (4) i = ( i 2 i i Z n n, x' x' ). (5) 2i = ( i 2 i 3 i i Obviamene, as variáveis n i-2 e Δn i-2 = n i-2 n i-3 são insrumenos válidos uma vez que se mosraram correlacionadas com n i- - n i-2, mas são não correlacionados com o ermo ε i ε i, dado a não auocorrelação de u i. Uma imporane vanagem desse procedimeno é a possibilidade de inserir mais defasagens no modelo a ser esimado. Segundo Balagi (2005), o esimador de Anderson e Hsiao (982) permie ober esimaivas consisenes, mas não necessariamene eficienes dos parâmeros uma vez que não faz uso de odas as condições dos momenos e não leva em consideração a esruura diferenciada da variância e covariância dos resíduos. Arellano e Bond (99) mosram que um esimador mais eficiene pode ser obido com o uso de insrumenos adicionais, cuja validade esá baseada na condição de orogonalidade enre os valores da variável dependene n i e os erros ε i. Assim, ambém como em Anderson e Hsiao (982), propõem um esimador de variáveis insrumenais generalizados que podem ser definidos como: onde: P Z ~ ~ ~ ˆ γ = ( ΔX ' P ΔX ) ( ΔX ' P Δ ) (6) Z Z n = ZΓZ' com Γ = ( ZψZ) = ( N N ' Σ D i= Z i Z Para um painel de dados em que a dimensão empo corresponde a cinco períodos, indexados de = 0 a = 4, Z e Δ X ~ são definidos como: i ) ~ ΔX = [ Δn, Δ ] (7) X Para = 2 um conjuno de insrumenos válidos é y, x' x' ]. Para = 3, o conjuno de insrumenos [ i0 i2 i aumena desde que y i0 e y i sejam insrumenos válidos. Para = 4 o conjuno de insrumenos é dado por y, y, y, x' x' ]. Em ermos mariciais, Z é expresso como na equação 00. [ i0 i i3 i4 i3

10 ni x' i2 x' i 0 0 e Z = 0 ni0 ni x' i3 x' i2 0 (8) n i0 ni ni2 0 0 x' i4 x' i3 em que X i é um veor de variáveis exógenas incluído na equação. O esimador ˆ γ permie aplicar Mínimos quadrados generalizados (MQG) ao modelo: Z' Δn = Z' Δn δ + Z' ΔXβ + Z' Δε (9) Assim, se os ε i s são não-auocorrelacionados, ese esimador é o mais eficiene denro da classe dos esimadores de variáveis insrumenais, uilizando valores defasados de n i como insrumenos. Se exise alguma dúvida sobre a esruura dos erros, é possível uilizar o esimador wosep dos méodos generalizados dos momenos (MGM): onde: * P Z ~ * ~ ~ * ˆ γ = ( ΔX ' P ΔX ) ( ΔX ' P Δ ) (0) 2 Z Z n = ZΓZ' com Γ = ( N N i= Z e e Z ' i ' i i i ) onde e i é um veor de erros não especificados do modelo diferenciado. Enreano, qual é vanagem em uilizar ˆ γ 2 em vez de ˆ γ se são equivalenes assinoicamene e se o u i é 2 ui ~ IID(0, σ u )? Ao uilizar ˆ γ 2 não é necessário conhecer a disribuição dos componenes de ε i, α i e u i. No presene capíulo apresenam-se as versões one sep homocedásica (MGM-H), one sep robusa (MGM-R) e a wosep (MGM-T). Para verificar a robusez do modelo esimado por MGM, Arellano e Bond (99) sugerem dois ipos de eses. O ese de Sargan é empregado com a finalidade de verificar a validade dos insrumenos. A falha em rejeiar a hipóese nula indicará que os insrumenos são válidos. Como se supõe, inicialmene, que o erro u i não é correlacionado, é feio um segundo ese de auocorrelação serial de primeira ordem e ouro de segunda ordem sobre os resíduos em primeiras diferenças, Δu i. O esimador de MGM será consisene apenas se não haver a presença de auocorrelação de segunda ordem, ou seja, E [ Δu i Δu i 2 ] = Resulados Empíricos Nesa seção são apresenados os resulados da esimação da equação de demanda por rabalho para o radicional modelo dinâmico de demanda por rabalho, que assume uma função de cusos de ajusamenos quadráica, e, em seguida, são descrios os resulados para um modelo geral em que a hipóese de cusos de ajusameno quadráicos e cusos de ajusamenos fixos é considerada caso paricular. Opou-se por esse procedimeno endo em visa que, hisoricamene, a represenação analíica dos cusos como sendo quadráicos (principalmene siméricos) foi uma das mais uilizadas nos esudos da dinâmica da demanda por rabalho. Além disso, um modelo dinâmico de demanda por rabalho com ajusamenos quadráicos permie fazer comparações com ouros esudos da lieraura. As informações uilizadas foram obidas juno à Federação das Indúsrias do Rio Grande do Sul (FIERGS) e correspondem a dados das firmas que compõem a indúsria de ransformação do Rio Grande do Sul para o período de 99 a 2004.

11 4. Demanda dinâmica por rabalho Nesa subseção são apresenados os resulados da esimação do radicional modelo dinâmico de demanda por rabalho e para o modelo geral numa versão com previsibilidade perfeia (ou deerminísica), na qual se admiem a variável de cuso salarial real médio (wr) e produo (yr), que foram raadas como sendo exógenas (previsões sem erros), e, numa versão esocásica, em que essas variáveis (wr e yr) são consideradas endógenas. Apesar de os esudos mais recenes oparem pela esimação de um modelo esocásico, grande pare da lieraura conempla resulados oriundos de modelos deerminísicos. Além disso, o modelo geral eórico de Hamermesh (992) incorpora a hipóese de perfeia previsibilidade. Por isso, a fim de não fugir à versão original, opou-se por apresenar as duas versões, o que permie, de cera forma, ambém verificar se há significaivas diferenças nos resulados obidos. 4.. Modelo com previsibilidade perfeia (ou deerminísico) A Tabela mosra as esimaivas da equação de demanda por rabalho 2. As colunas (a), (b), (c), (d), (e) e (f) mosram as esimaivas para o mesmo modelo, em que uma função de cusos quadráica é considerada. Dado que o modelo inclui uma variável dependene defasada, cada coeficiene esimado corresponde ao efeio de curo prazo de sua respeciva variável. O efeio de longo prazo pode ser obido dividindo-se o efeio de curo prazo por menos o coeficiene da variável dependene defasada. De modo geral, odos os coeficienes são significaivamene diferenes de zero e êm o sinal esperado. A coluna (a) apresena os resulados obidos por meio do esimador de mínimos quadrados ordinários (MQO). A elasicidade de curo prazo do cuso salarial médio sobre o emprego foi esimada em -0,23, e a do produo, sobre o emprego, em 0,066. O coeficiene de ajusameno do emprego foi esimado em 0,8782 para o período compleo. Essa esimaiva indica uma suavidade e a ausência de movimenos bruscos, sugerindo a exisência de cusos subsanciais para o ajusameno do emprego. Apesar dessa evidência, esse valor não é definiivo uma vez que os eses de especificação para o esimador de MQO indicam a exisência de correlação serial, como pode ser observado pelo ese de Breush-Pagan para auocorrelação de segunda ordem. Na coluna (b) são apresenadas as esimaivas para o esimador WG, como uma forma de conrolar o efeio fixo de cada firma ao longo do empo. A esimaiva do coeficiene de ajusameno do emprego caiu para 0,602, valor esse inferior ao obido pelo esimador de MQO 3. De qualquer maneira, esse resulado reforça a evidência de um ajuse suave da variável emprego. Porém, o modelo ainda não esá bem especificado porque os eses de especificação sugerem a exisência de auocorrelação dos resíduos. A coluna (C) mosra os resulados para o esimador de variáveis insrumenais (IV), ipo Anderson e Hsiao (982). O coeficiene esimado para a variável dependene defasada emprego foi de 0,6700. Traa-se de um número menor do que o fornecido por MQO, porém maior quando comparado à esimaiva obida por meio do WG, como era esperado, segundo Arellano e Bond (99). Isso mosra que o esimador de IV permie um ganho considerável de precisão em relação ao WG. Esse resulado ambém sugere que o ajuse do emprego é suave, ou seja, a esraégia adoada pelos empregadores diane de choques nas condições de demanda e do ajusameno do número de rabalhadores por um longo período. O modelo esimado é bem especificado, como pode ser observado pelo ese de Sargan, que mosra a inexisência de problemas com a má especificação do modelo. 2 Para dados anuais é comum na lieraura o uso de duas defasagens para a variável dependene defasada como pode ser viso em Arellano e Bond (99) e Nickel e Wadhwani (99), enre ouros. Esimou-se uma equação em que a segunda defasagem foi considerada, porém não foi esaisicamene significaiva. 3 Como foi observado na seção anerior, o WG forneceria um esimador negaivamene viesado, ao passo que o coeficiene esimado por MQO seria posiivamene viesado.

12 As colunas (d), (e) e (f) apresenam os resulados para as rês versões do esimador MGM de Arellano e Bond (99), denoado na Tabela como MGM. A coluna (d) mosra as esimaivas do modelo dinâmico para a versão one-sep e homocedásico (MGM-H), ao passo que a coluna (e) mosra a versão robusa à heerocedasicidade (MGM-R). As esimaivas dos coeficienes obidos pela esimação são idênicas, diferenciando-se apenas quano aos desviospadrão por causa da hipóese de homocedasicidade que foi admiida na coluna (d). A presença de auocorrelação de primeira ordem nos resíduos diferenciados não implica que as esimaivas sejam inconsisenes, o que ocorreria apenas na presença de auocorrelação de segunda ordem, sendo imporane para validar os insrumenos. Após ecer essas considerações do esimador de Arellano e Bond (99) acerca da especificação do modelo, cabe verificar os resulados obidos para a esimaiva do coeficiene de ajusameno do emprego. Como pode ser viso nas colunas (d), (e) e (f), o coeficiene de ajusameno do emprego obido é significaivamene diferene de zero e possui o sinal esperado. O mesmo pode ser observado para os parâmeros esimados do cuso salarial real médio (wr) e para o produo (yr). Esses resulados permiem inferir que o ajuse do rabalho é suave; assim, orna-se mais lucraivo para as firmas diluir o ajusameno ao longo do empo. Uma maneira simples de mosrar a velocidade de convergência do emprego é por meio da defasagem mediana. O objeivo é definir, com base no coeficiene de ajuse, o número de anos necessários para o empregador realizar meade do ajuse em direção ao novo equilíbrio. log(0,5) Formalmene, a defasagem mediana é obida por meio da razão da. De acordo log( γ ) com a esimaiva de γ obidas por MQO, a defasagem mediana do emprego é de 5,33 anos (o que corresponde a 63,96 meses), sugerindo uma lenidão no ajuse do rabalho. Conudo, esse valor apresena uma brusca queda para,36 anos (o equivalene a 6,32 meses), reduzindo a lenidão do ajuse do rabalho quando é empregada a esimaiva obida por WG. Para o méodo IV, enconrou-se uma defasagem mediana do emprego de,73 anos (o que compreende 20,76 meses). Para as esimaivas do MGM-H e MGM-R, a defasagem mediana do emprego enconrada é de,79 anos, ao passo que, para o MGM-T, foi obida um período de,27 anos. Apesar da grande diferença enre o empo necessário de ajuse apresenado para o esimador de MQO, esses valores evidenciam que os cusos de ajusamenos são subsanciais, o que leva as firmas a oparem por diluir esse cuso ao longo do empo. Os esudos realizados para o Brasil, como o de Pereira (998), Pereira e Gonzaga (998) e Gonzaga e Corseuil (200), nos quais foram empregados dados da Federação das Indúsrias do Esado de São Paulo e dados da Pesquisa Indusrial Mensal (PIM), respecivamene, porém com meodologias diferenes, resularam em esimaivas do coeficiene de ajusameno superiores a 0,95 e próximas de,0. A defasagem mediana calculada para Pereira (998) e Pereira e Gonzaga (998) foi de 65 meses (ou seja, equivalene a 5,4 anos), empo médio abaixo do valor enconrado por Gonzaga e Corseuil (200), de 68,06 meses (ou seja, 5,67 anos). Comparaivamene aos valores descrios em Hamermesh (993), nossas esimaivas apresenaram um valor superior, corroborando as evidências acima descrias da lenidão no ajuse do rabalho no Brasil, apesar de nosso rabalho er uilizado uma base de dados em nível das firmas da indúsria de ransformação do Rio Grande do Sul. Por fim, dois aspecos merecem aenção. O primeiro esá relacionado ao pré-requisio observado por Arellano e Bond (99), no qual as esimaivas obidas para o esimador MQO devem apresenar um coeficiene superior em relação às esimaivas do esimador WG e dos esimadores de variáveis insrumenais e de MGM na versão one-sep e wo-sep. Esse requisio é aendido, como pode ser observado na Tabela, nas colunas (a), (b), (c), (d) e (f). No que diz respeio ao segundo, é ineressane ainda noar que a esimaiva por MGM do coeficiene de n - esá denro de um desvio-padrão do IV e próxima da esimaiva obida por WG. Esse resulado é imporane porque dá robusez e confiabilidade às esimaivas, uma vez que, por mais que mude o méodo de esimação, o coeficiene do n - esá enre 0,5 e 0,7.

13 Além disso, a elasicidade do produo do emprego e do cuso salarial do emprego de curo prazo é menor do que 0,2. Talvez um erceiro aspeco a ser observado diga respeio ao fao de que o uso da base de dados das firmas que compõem a indúsria de ransformação do Rio Grande do Sul, na forma de um painel de dados, na esimação do radicional modelo dinâmico de demanda por rabalho, não invalidou os resulados enconrados para o Brasil, divergindo apenas na magniude do coeficiene de ajusameno do emprego e no empo necessário de ajuse, verificado por meio da defasagem mediana. Além disso, esses resulados aendem, em cera medida, à necessidade de esudos uilizando um painel de dados, como Hamermesh e Pfann (996a) salienaram, cuja finalidade seria buscar evidências da esruura e do amanho dos cusos de ajusameno do rabalho. Hisoricamene, o radicional modelo dinâmico de demanda por rabalho, no qual se admie uma função de cusos de ajusamenos quadráica, em sido gradualmene abandonado em razão de funções de cusos de ajusamenos mais elaboradas, como, por exemplo, funções de cusos de ajusamenos fixos. Assim, visando verificar a exisência de cusos de ajusameno fixos, a seguir são apresenados os resulados para o modelo geral (ou ambém miso), em que ambas as funções de cusos de ajusamenos são consideradas como um caso paricular. As colunas (g), (h), (i), (j) e (k) na Tabela mosram as esimaivas para o modelo geral proposo por Hamermesh (992) e descrio na equação (2) e (3). Observa-se que odos os coeficienes esimados possuem o sinal esperado e são significaivamene diferenes de zero. Para qualquer que seja o méodo uilizado (WG, IV, MGM-H, MGM-R e MGM-T), a esimaiva do lambda, que represena cusos fixos, é sempre significaivamene diferene de zero. As elasicidades do cuso salarial médio e do produo do emprego de curo prazo esimadas apresenam valores inferiores a 0,2 (com sinais diferenes), exceo para o MGM-T. Como foi apresenado aneriormene, a exisência de uma esruura de cusos de ajusamenos com apenas cusos fixos esá condicionada a uma esimaiva do coeficiene de ajusameno do emprego, γ, igual a zero (ver equação (98) e (99)). Porém, essa esimaiva é esaisicamene diferene de zero, mosrando que o modelo miso (ou geral) parece descrever melhor o ajusameno do emprego do que o modelo dinâmico de demanda por rabalho apenas com cusos de ajusamenos quadráicos, uma vez que as esimaivas do coeficiene lambda não permiem rejeiar a hipóese que os cusos de ajusamenos das firmas ambém sejam fixos 4. Porano, esse resulado permie inferir que não é correo supor que os cusos de ajusamenos da firma sejam apenas caracerizados por cusos quadráicos (como mosraram os resulados na subseção anerior) ou fixos. Assim, os cusos de ajusamenos são misos e, porano, ambos devem ser levados em cona caso se deseje analisar a esruura de cusos de ajusamenos. A expecaiva inicial ao opar por esimar um modelo geral esava associada a um resulado dicoômico, ou seja, ober evidências mais favoráveis a um dos dois ipos de cusos de ajusamenos, embora a hipóese de exisência de ambos não fosse excludene. Nesse senido, os resulados apresenados apenas conferem uma maior complexidade acerca da dinâmica da demanda por rabalho. Ademais, mosram opar por esimar um modelo com cusos de ajusamenos quadráicos não é o procedimeno mais adequado. Evidência semelhane foi obida por Hamermesh (992) usando dados rimesrais para o emprego de mecânico em see empresas aéreas nos Esados Unidos para o período de Esse resulado sugere que a decisão de ajusar não é linear com os choques, ou seja, o choque em de ser grande o suficiene para gerar uma mudança no emprego. Assim, alerações no salário ou mudanças no produo não êm efeio sobre o emprego, desde que esses choques sejam pequenos. 4 Apesar de a magniude da esimaiva do parâmero lambda mosrar-se superior a, é necessário desacar que ela pode assumir qualquer valor.

14 Por fim, resa comenar o resulado enconrado para coeficiene da variável dependene defasada para o esimador de IV na coluna (h). Supõe-se que > γ 0, porém o valor obido é superior e é inesperado. Por isso, foram esadas especificações alernaivas, nas quais foram incluídas mais defasagens para a variável dependene defasada, além de defasagens para cuso salarial médio e para o produo, cujos resulados não apresenaram alerações significaivas. Em suma, endo em visa os resulados apresenados pelo MGM-H, MGM-R e MGM-T, observa-se que o modelo geral descreve melhor a esruura de cusos de ajusamenos e que as esimaivas para o coeficiene de ajusameno do emprego são próximas daquelas apresenadas pelo modelo dinâmico com cusos de ajusamenos quadráicos e siméricos. Percebe-se que o coeficiene de ajuse do rabalho esá enre 0,5 e 0,7. Porano, o modelo dinâmico de demanda por rabalho deerminísico deve considerar ambos os cusos de ajusamenos Modelo esocásico Nos resulados apresenados na Tabela não foi considerada a endogeneidade dos regressores da variável cuso salarial real médio e produo. Ao admiir um ambiene deerminísico no qual se espera previsibilidade perfeia, supõe-se que a firma possui oal conhecimeno dos valores fuuros do ermo X i, podendo, assim, deerminar com exaidão as rajeórias óimas de n. Traa-se de uma hipóese úil, mas pouco realisa uma vez que o máximo que a firma pode fazer é definir uma rajeória para X i com base no seu conjuno de informações e, a parir daí, escolher as seqüências fuuras do emprego que maximizam ineremporalmene os lucros da firma. Ao abandonar a suposição de previsibilidade perfeia das condições de demanda da firma, o que equivale a inroduzir a abordagem eórica das expecaivas racionais, as condições da demanda pelo produo da firma passam a ser dadas por um processo esocásico. A seguir apresenam-se os resulados para o modelo dinâmico de demanda por rabalho, no qual se considera a endogeneidade dos regressores cuso salarial médio (wr) e produo (yr). Para fins de comparação enre a hipóese de previsibilidade perfeia e a hipóese de expecaivas racionais, a esraégia de apresenação dos resulados para o modelo esocásico seguirá o mesmo padrão da apresenação dos modelos deerminísicos. Nesse senido, a Tabela 2 apresena as esimaivas da equação de demanda por rabalho e as colunas (a ), (b ), (c ), (d ), (e ) e (f ) mosram as esimaivas para o radicional modelo dinâmico de demanda por rabalho com cusos de ajusameno quadráico e simérico. De modo geral, observa-se que odos os coeficienes são significaivamene diferenes de zero e possuem o sinal esperado. Tendo em visa que o problema da endogeneidade dos regressores é raado por meio de variáveis insrumenais, as esimaivas apresenadas nas colunas (a ) e (b ) são idênicas àquelas apresenadas no modelo deerminísico, pois (a) e (b) não usam IV. Conforme foi viso aneriormene, as esimaivas obidas por MQO, coluna (a ), e pelo esimador WG, coluna (b ), são viesadas para cima e a especificação apresena problemas com correlação serial dos resíduos. Além disso, o regressor é assinoicamene correlacionado com o ermo erro, de modo que as esimaivas não são consisenes. A coluna (c ) mosra os resulados para o esimador de variáveis insrumenais (IV). Uilizou-se a variável n i-3 como insrumeno para dn i- e wr i-2 e yr i-2 para dwr i e dyr i, respecivamene, de forma que o modelo é idenificado 5, gerando, dessa forma, esimaivas consisenes para o parâmero de cusos de ajusameno do emprego, para o cuso salarial médio e produo. Ainda como insrumeno, esou-se uma quara defasagem da variável emprego e uma erceira e quara defasagem das variáveis wr e yr, visando ornar mais eficienes as esimaivas. Conudo, os resulados mosraram que elas não eram bons candidaos para insrumenos. A especificação do modelo pode ser observada pela esaísica 5 O modelo é idenificado em virude de esar empregando apenas um insrumeno para cada variável endógena.

15 de Sargan, que indica a não má-especificação do modelo. A elasicidade cuso salarial real médio do emprego foi esimada em -0,047, ao passo que a elasicidade produo do emprego foi de 0,65. A esimaiva do coeficiene de ajusameno do emprego 0,6582 mosra-se inferior à esimaiva obida para MQO e superior à esimaiva do WG, como era esperado. As colunas (d ), (e ) e (f ) apresenam os resulados para o esimador de MGM na versão MGM-H, MGM-R e MGM-T. A coluna (d ) mosra as esimaivas do modelo dinâmico para a versão one-sep MGM-H; a coluna (e ) mosra a versão robusa à heerocedasicidade, MGM-R. Como observado aneriormene, as esimaivas são idênicas para as duas versões, diferenciando-se apenas no que diz respeio aos desvios-padrão por causa da hipóese de homocedasicidade. As elasicidades de curo prazo do cuso salarial real médio e do produo são superiores a 0,2 (com sinais diferenes). O coeficiene de ajusameno do emprego obido é de 0,5077, o que confirma a suavidade e ausência de movimenos bruscos no emprego. As esimaivas são consisenes uma vez que pode ser observada a ausência de auocorrelação de segunda ordem. A coluna (f ) apresena o esimador MGM-T. Observa-se uma queda na magniude das esimaivas dos coeficienes de ajusameno do emprego, ao passo que ocorre um aumeno no valor da elasicidade do cuso salarial médio e do produo ao serem comparadas com as esimaivas para as duas versões do esimador one-sep. Conudo, a rejeição da hipóese nula de não-exisência de auocorrelação de primeira ordem dos resíduos diferenciados se maném, o que não ocorre com os resíduos diferenciados de segunda ordem, mosrando que as esimaivas são consisenes. De um modo geral, esses resulados corroboram com a evidência apresenada aneriormene para o modelo dinâmico de demanda por rabalho com cusos e ajusamenos quadráicos na versão deerminísica, ou seja, evidências favoráveis à suavidade e ausência de movimenos bruscos do emprego. A defasagem mediana ambém foi calculada para mosrar a velocidade de convergência do emprego. De acordo com a esimaiva de γ obidas para o esimador de IV, enconrou-se uma defasagem mediana do emprego de,65 anos (o que corresponde a 9,8 meses). Para as esimaivas do MGM-H e MGM-R a defasagem mediana do emprego enconrada é de,02 anos (o que equivale a 2,24 meses), ao passo que, para o MGM-T, foi obido um período de 0,6 anos (o que compreende 7,2 meses). Comparaivamene aos valores enconrados na subseção anerior para o radicional modelo dinâmico de demanda por rabalho na versão deerminísica, observa-se uma redução do empo necessário para o empregador realizar meade do ajuse em direção do novo equilíbrio. Ainda na Tabela 2, as colunas (g ) 6, (h ), (i ), (j ) e (k ) mosram os resulados enconrados para o modelo miso, no qual os cusos de ajusamenos quadráicos e cusos fixos são considerados casos pariculares. Os coeficienes esimados são significaivamene diferenes de zero e possuem o sinal esperado, com exceção da coluna (h ), na qual apenas a esimaiva do parâmero de ajusameno do emprego foi esaisicamene diferene de zero. As colunas (i ), (j ) e (k ) mosram os resulados para o esimador de MGM. Observa-se que as esimaivas do coeficiene lambda são significaivamene diferenes de zero, não permiindo rejeiar a hipóese de que os cusos de ajusamenos são fixos. A elasicidade cuso salarial real médio do emprego e a elasicidade do produo do emprego passaram a apresenar valores inferiores a 0,2 (com sinais diferenes). Enreano, a esimaiva do coeficiene de ajusameno do emprego é esaisicamene diferene de zero; porano, semelhanemene aos resulados apresenados para os modelos deerminísicos, os modelos esocásicos mosram que ano os cusos de ajusamenos quadráicos quano os cusos de ajusamenos fixos são, conjunamene, imporanes para descrever a esruura de cusos de ajusamenos. Porano, diane de choques nas condições de demanda, os empregadores opam por dividir o ajusameno do número de rabalhadores por um longo período, promovendo esse ajuse aé o momeno em que for superior aos cusos fixos. 6 As esimaivas apresenadas na coluna (g ) são idênicas às que foram descrias pelo modelo deerminísico na coluna (g), uma vez que as variáveis não foram insrumenalizadas.

16 Em resumo, os resulados apresenados para o modelo padrão e para o modelo geral das seções 4.. e 4..2 permiem duas breves considerações acerca das esaísicas em si e para o resulado geral enconrado 7. Em primeiro lugar, ao observar mais aenamene os resulados das esimaivas dos coeficienes, pode-se inferir que, ao abandonar a hipóese de previsibilidade perfeia das condições de demanda da firma em favor da abordagem das expecaivas racionais, vê-se que as magniudes das esimaivas de curo prazo dos parâmeros mosraram-se inferiores. Salvo o caso da coluna (h ), as demais colunas da Tabela 2 e da Tabela apresenaram sinais e significância esaísica semelhanes. Dessa forma, considerar a endogeneidade dos regressores permie um ganho considerável de precisão. Em segundo lugar, o modelo miso com cusos de ajusamenos quadráicos e fixos descreve melhor o ajusameno em relação ao radicional modelo dinâmico com apenas cusos de ajusameno quadráico. Isso pode ser observado por meio do lambda, que é esaisicamene diferene de zero, seja na versão deerminísica, seja na versão esocásica do modelo miso (ou geral), sugerindo a exisência de cusos de ajusamenos fixos. Porano, ao analisar a esruura de cusos de ajusamenos para o painel das firmas na indúsria do Rio Grande do Sul, é preciso levar em cona que ambos os cusos de ajusamenos, quadráicos ou fixos, devem ser considerados. Em ermos econômicos, a principal implicação dese resulado pode ser visa nas úlimas colunas, com lambda, em que as esimaivas do coeficiene n - são bem menores, sugerindo um ajusameno mais rápido; no quadráico, imagina-se que o ajusameno é mais leno. Além disso, imagina-se ainda que, mesmo que o ajusameno seja mais rápido, a decisão de ajusar não é linear com os choques e, além disso, o choque em de ser grande o suficiene para gerar uma mudança no emprego. Isso sugere que políica de salários ou mudanças no produo não êm efeio sobre o emprego, desde que esses choques sejam pequenos. 5. Considerações finais A lieraura econômica dos úlimos anos mosra que o comporameno das empresas no ajuse do emprego frene à choques é basane heerogêneo e, possivelmene, reflee a esruura de cusos de ajusameno do emprego diferene da quadráica, quase sempre uilizada em esudos empíricos. Com objeivo de conribuir com essa lieraura, o presene rabalho eve como propósio fazer uma análise empírica da esruura dos cusos de ajusameno do emprego em indúsrias no Brasil, a parir dos microdados das empresas indusriais do Rio Grande do Sul. Com o uso de modelos paraméricos de demanda por emprego, conemplando funções de cusos de ajusameno quadráico e cusos de ajusameno fixo como casos pariculares, foi observado que para os resulados do modelo deerminísico, no qual se admiiu prefeia previsibilidade da variável de cuso salarial real médio e produo, indicaram que o modelo dinâmico com cusos de ajusamenos quadráicos pode ser úil para dar uma idéia da dinâmica do ajuse do emprego, porém mosra apenas pare dessa hisória. Isso ficou evidene a parir do insane em que foi esimado o modelo geral com cusos de ajusamenos quadráicos e cusos fixos, cujas evidências demonsraram a necessidade de incorporar ambos os cusos. Os resulados do modelo esocásico, no qual admiiu-se a endogeneidade dos regressores produo e cuso salarial real médio, não foram diferenes dos apresenados pelo modelo deerminísico. 7 Em consideração as alerações que a economia brasileira eseve sujeia nos úlimos anos, como, o processo de esabilização da inflação, inseriu-se uma variável dummy para capar ser houve significaivas alerações nos parâmeros após o Plano real. Além disso, considerando que o período em análise é longo, , ambém foi inroduzida uma variável de endência com objeivo de capar as inovações ecnológicas. Os resulados obidos não indicaram grandes alerações, aliás, a dummy para o Plano real não foi significaiva.

17 De um modo geral, os resulados obidos êm duas conribuições a dar para a lieraura que visa esudar os modelos dinâmicos de demanda por rabalho no Brasil. A primeira delas é oferecer evidências de que os cusos de ajusamenos não são apenas quadráicos, como foi abordado nos esudos realizados com dados para o Brasil. Embora esse ipo de cusos de ajusameno enha um papel imporane eoricamene, evidências empíricas inernacionais baseadas em microdados êm sugerido que a hipóese deva ser subsiuída por uma mais rica de cusos de ajusameno. A segunda delas é ressalar a heerogeneidade, não só no que diz respeio às caracerísicas das firmas, mas ambém do seu comporameno diane de um choque nas condições de demanda. Isso leva a crer que o uso de dados no nível das firmas, ainda pouco explorado, permie conhecer o processo de ajusameno com mais precisão, principalmene no Brasil, cujas esimaivas para modelos dinâmicos de demanda por rabalho com esse ipo de informação é praicamene inexisene. Referências bibliográficas ANDERSON, T. W.; HSIAO, C. Formulaion and esimaion of dynamic models using panel daa. Journal of Economerics, v. 8, p , 982. AMBRÓZIO, A. M. H. P. Cusos de ajusameno e demanda dinâmica por rabalho. Disseração (Mesrado em 999) Deparameno de Economia, Ponifícia Universidade Caólica, Rio de Janeiro,999. ARELLANO, M. e BOND, S. Some ess of specificaion for panel daa: Mone Carlo evidence and an applicaion o employmen equaions. Review of Economic Sudies, v. 58, p , 99. BALTAGI, B. H. Economeric analysis of panel daa. 3h ed. New Dehli: John Wiley & Sons, CABALLERO, R. J.; ENGEL, E. M. R. A. Microeconomic adjusmen hazards and aggregae dynamics. Quarerly Journal of Economics, v. 08, p , 993 CABALERRO, R. J.; ENGEL, E. M. R. A.; HALTIWANGER, J. Aggregae employmen dynamics: building from microeconomic evidence. The American Economic Review, v. 87, p. 5-37, march 997. CARD, D. Efficien conracs wih cosly adjusmen: shor-run employmen for airline mechanics. American Economic Review, v 76 p , 986. COOPER, R. HALTIWANGER, J. e POWER, L.. Machine Replacemen and he Business Cycle: Lumps and Bumps. American Economic Review, v89 p , 999. COOPER, R. W.; WILLIS, J. L. The economics of labor adjusmen: mind he gap. NBER Working Paper, n. 8527, 200. DAVIS, S. J.; HALTIWANGER, J. Gross job flows. ASHENFELTER, O.; CARD, D. (Ed.). Handbook of Labor Economics, v. 3. Neherlands: Elsevier Publishers, 999. ESTEVÃO, M. M. Emprego, jornada média e cuso de ajusameno da mão-de-obra: um modelo eórico e esimaivas para as indúsrias brasileiras e paulisa. Cadernos de economia, Rio de Janeiro, n. 6, IPEA, 99.

18 GONZAGA, G.; CORSEUIL, C. H. Emprego indusrial no Brasil: análise de curo e longo prazo. Revisa Brasileira de Economia, 55(4), p , ou./dez HAMERMESH, D. S. Labor demand and he srucure of adjusmen coss. The American Economic Review, v. 79, p , sepember 989. HAMERMESH, D. S. Aggregae employmen dynamics and lumpy adjusmen coss. Carnegie-Rocheser Conferences Series on Public Policy, v. 33, p , 990. HAMERMESH, D. S. A general model of dynamic labor demand. The review of Economics and Saisics, v. 74, n. 4, p , 992 HAMERMESH, D. S. Labor demand. Princeon Universiy Press, 993. HAMERMESH, D. S. and PFANN, Gerard A. Adjusmen coss in facor demand. Journal of Economic Lieraure, v. 34, p , sep. 996a. HAMERMESH, D. S. and PFANN, Gerard A. Turnover and he dynamics of labour demand. Economica, v. 63, p , 996b. LANCASTER, T. The economeric analysis of ransiion daa. Cambridge: The MIT Press, 990. MADDALA, G. S. Limied-dependen and qualiaive variables in economerics. Cambridge: The MIT Press, 983. MAGNUSSON, L. Demanda por mão-de-obra no seor indusrial brasileiro 949/95. Disseração (Mesrado em Economia) - Deparameno de Economia, Universidade de São Paulo, São Paulo, MEYER, J. B. Cuso de ajusameno e demanda por rabalho no Brasil: uma esimaiva seorial. Disseração (Mesrado em economia) - Deparameno de Economia, ponifícia Universidade Caólica, Rio de Janeiro, 998. NICKELL, S. J. Dynamic models of labour demand. ASHENFELTER, O; LAYARD, R. (Ed.). Handbook of labor Economics. v., Neherlands: Elsevier Publishers, p , 986. OI, W. Y. Labor as a quasi-fixed facor. Journal of Poliical Economy, v. 70, p , 962. PEREIRA, R.; GONZAGA, G. Demanda dinâmica por emprego e horas: uma aplicação do modelo linear-quadráico. Rio de janeiro: IPEA, DIPES, 998. (Série seminários IPEA, n. 7). PEREIRA, R. M. Demanda Dinâmica por emprego e horas e a quesão da parilha do rabalho: aplicações do modelo linear-quadráico. Disseração (Mesrado em economia) - Deparameno de Economia, Ponifícia Universidade Caólica, Rio de Janeiro, 998. VAREJÃO, J.; PORTUGAL, P. Employmen dynamics and srucure of labor adjusmen coss. Discussion Paper: Insiue for he Sudy of Labor (IZA), n. 922, Jan

19 Tabela : Esimaivas para demanda por rabalho das empresas indusriais do Rio Grande do Sul ( ) - Modelos deerminísicos (a) MQO (b) WG (c) IV (d) MGM-H (e) MGM-R (f) MGM-T (g) WG (h) IV (i) MGM-H (j) MGM-R (k) MGM-T Consane -0,449 (0,0293)*** n- 0,8782 (0,0065)*** wr -0,23 (0,0057)*** yr 0,066 (0,0052)*** 0,6297*** (0,0923) 0,602*** (0,066) -0,776*** (0,008) 0,82*** (0,0077) -0,036*** (0,0064) dn ,6700*** (0,0929) dwr ,203*** (0,05) dyr - - 0,98*** (0,0094) -0,027*** (0,0032) -0,027*** (0,0036) 0,038*** (0,0028) 0,343*** (0,226) ,640*** (0,0205) ,750*** (0,0087) ,852*** (0,0080) 0,6793*** (0,77) -0,778*** (0,0) 0,740*** (0,004) 0,6793*** (0,337) -0,778*** (0,0540) 0,740*** (0,0579) 0,5795*** (0,33) -0,2042*** (0,0309) 0,985*** (0,0327) lambda - - -,0424*** (0,2304) -0,03*** (0,0073) -,005*** (0,595) - -0,0488*** (0,077) - 0,0905*** (0,03) -0,070*** (0,0029) -0,070*** (0,0052) -0,046*** (0,0033) ,0250*** (,0788) 0,5585*** (0,0889) -0,506*** (0,023) 0,606*** (0,003) 2,9839*** (0,5695) 0,5585*** (0,2739) -0,506*** (0,0509) 0,606*** (0,0569) 2,9839*** (,385) 0,6362*** (0,403) -0,948*** (0,0322) 0,2097*** (0,0338) 3,2589*** (0,875) n.observações Tese F 2786,80 R2 0,97 0,96 0,05 0,95 0,04 Sargan es - - χ(8)= 6,3468 3,74-3,74 - χ(9)= 0,484 Auorrelação ª. 9,4 38, ,34 (0,0000) Auorrelação 2ª 46,08 30,72-0,2 (0,9053) -4,39 (0,0000) 0, (0,98) -4,66 (0,0000) 0,09 (0,926) ,82 (0,0000) 25,3-0,7 (0,8630),6-9,43 Defasagem média do ajuse 5,33 anos,36 anos,73 anos,79 anos,79 anos,27 anos,55 anos -,8 anos,8 anos,53 anos Fone: Elaboração própria. -2,30 (0,025) 0,7 (0,8655) -4,2 (0,0000) 0,07 (0,9477) Tabela : Esimaivas para demanda por rabalho das empresas indusriais do Rio Grande do Sul ( ) - modelo esocásico

20 (a ) MQO (b ) WG (c ) IV (d ) MGM-H (e ) MGM-R (f ) MGM-T (g ) WG (h ) IV (i ) MGM-H (j ) MGM-R (k ) MGM-T Consane -0,449 (0,0293)*** n - 0,8782 (0,0065)*** wr -0,23 (0,0057)*** yr 0,066 (0,0052)*** 0,6297*** (0,0923) 0,602*** (0,066) -0,776*** (0,008) 0,82*** (0,0077) -0,00*** (0,00284) dn ,6582*** (0,250) dwr ,047*** (0,073) dyr - - 0,65*** (0,0767) -0,043*** (0,0028) -0,043*** (0,0036) 0,076*** (0,0024) 0,343*** (0,226) ,640*** (0,0205) ,750*** (0,0087) ,852*** (0,0080) 0,5077*** (0,0877) -0,203*** (0,0293) 0,2058*** (0,0284) 0,5077*** (0,79) -0,203*** (0,0390) 0,2058*** (0,0402) 0,360*** (0,0743) -0,2380*** (0,0255) 0,2246*** (0,0250) lambda - - -,0424*** (0,2304) -0,0093 (0,0098) - 0,680*** (0,3097) - -0,099 (0,085) - 0,69 (0,0973) -0,02*** (0,0025) -0,02*** (0,0053) -0,0220*** (0,0033) ,7947 (,85) 0,283*** (0,0686) -0,363*** (0,0255) 0,46*** (0,0245) 2,0492*** (0,4078) 0,283*** (0,823) -0,363*** (0,0376) 0,46*** (0,044) 2,0492*** (0,0053) 0,2250*** (0,0699) -0,65*** (0,0229) 0,64*** (0,0235) 2,088*** (0,4729) n.observações Tese F 2786,80 5,93 83,98 6,95 06,82 62,90 8,68 69,72 R2 0,97 0,96 0,04 0,95 7,69 Sargan es - - 4,9 53,5 (0,342) Auorrelação ª. 9,4 38, ,02 (0,0000) Auorrelação 2ª 46,08 30,72-0,07 (0,9455) - 53,96 (0,3255) -4,22 (0,0000) 0,06 (0,9455) -4,37 (0,0000) -0, (0,926) - 75,95 9,43 (0,0003) ,53 (0,0000) 25,3-0,25 (0,8048) - 66,2 (0,0620) Defasagem média do ajuse 5,33 anos,36 anos,65 anos,02 anos,02 anos 0,6 anos,55 anos,79 anos 0,54 anos 0,54 anos 0,46 anos -,82 (0,0688) 0,26 (0,7926) -2,82 (0,0048) 0,3 (0,8930) Fone: Elaboração própria.