AMENIDADES LOCAIS VERSUS OPORTUNIDADES ECONÔMICAS: UM RANKING DA QUALIDADE DAS AMENIDADES PARA AS REGIÕES METROPOLITANAS DO BRASIL

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1 AMENIDADES LOCAIS VERSUS OPORTUNIDADES ECONÔMICAS: UM RANKING DA QUALIDADE DAS AMENIDADES PARA AS REGIÕES METROPOLITANAS DO BRASIL Roberta de Moraes Rocha Doutoranda em Economa da Unversdade Federal de Pernambuco (UFPE) PIMES; Bolssta do CNPq Resumo O artgo estma a propensão margnal a pagar pelas amendades locas e estabelece um rankng da qualdade das amendades ou qualdade de vda para as regões metropoltanas brasleras. O referencal teórco é baseado no modelo de Roback (1982) e três métodos são utlzados para calcular o índce de qualdade das amendades, a abordagem hedônca; o abordagem de Kahn (1995); e os métodos de escolha dscreta. O exame usa três prncpas bases de dados, a Pesqusa Anual de Amostra e Domcílo (PNAD- 2004); os dados de clma do Insttuto Naconal de Meteorologa (INMET-1990 a 2006); e os dados de polução do Centro de Tempo e Estudos Clmátcos (CPTEC 2004 e 2005). Os resultados sugerem que os consumdores têm preferêncas heterogêneas pelo consumo das amendades e que a Regão Metropoltana do Ro de Janero e as localzadas nas regões norte e nordeste estão mas bem servdas com as amendades consderadas do exame. Palavras-Chaves: Índce de Qualdade das Amendades; Rankng Qualdade de Vda Local; Abordagem Hedônca; Métodos de Escolha Dscreta Classfcação JEL: R13 Abstract Ths artcle estmates the margnal wllngness to pay (MWTP) to local amentes and construct a rankng of qualty of lfe n Brazlan Metropoltan Regons (MRs). The theoretcal approach s based n Roback s (1982) model and three methods are used to calculate the amenty qualty ndex, the Hedonc method; Kahn (1995) method; and dscrete choce methods, condtonal logt and mxed logt. The exam used three maor source data, the dataset about worker characterstcs and housng attrbutes s based on Natonal Household Survey (PNAD-2004); the clmate nformaton n Meteorology Natonal Insttute (INMET to 2006), and Polluton Data n Clmatc Studes and Weather Prevson Center (CPTEC 2004 e 2005). The results suggest that consumers have heterogenety preferences for consume of amentes and that Ro de Janero regon and north and northeast regons are better served wth amentes consdered n the exam than the others MRs. Key-Words: Amenty Qualty Index; Local Qualty of Lfe Rankng; Hedonc Approach; Dscrete Choce Methods Classfcaton JEL: R13 Área 9 - Economa Regonal e Urbana

2 Amendades Locas versus Oportundades Econômcas: Um Rankng da Qualdade das Amendades para as Regões Metropoltanas do Brasl 1. Introdução Um ponto de debate que emerge da lteratura econômca sobre o crescmento econômco das cdades e das dspardades regonas de renda gra em torno do tradeoff entre oportundades econômcas e qualdade de vda local 1, o qual condcona a escolha locaconal dos agentes produtvos. Neste contexto, examnar algumas questões de pesqusa pode contrbur para um melhor entendmento da dstrbução dos agentes no espaço, tas como: O quê determna uma área ser mas atraente para morar do que as demas, as oportundades econômcas ou os atrbutos específcos locas? Qual a mportânca das amendades locas para a escolha locaconal dos agentes? Porque um ndvíduo morara em uma localdade que lhe oferece um menor retorno ao seu captal humano do que outra localdade qualquer? Sem dúvda os fatores econômcos têm tdo um papel central em estudos que obetvam examnar a escolha locaconal dos ndvíduos (Krugman, Futa e Vernables, 2001; Futa e Thsse, 2002 e Vernables, 1996). A despeto da mportânca destes fatores, as evdencas têm mostrado que fatores estrtamente econômcos, como a renda monetára, são mensurações mperfetas do bem-estar dos consumdores (Blomqust, 2004). Ou sea, além dos ganhos monetáros esperados e deseados, alguns atrbutos locas consumdos pelos ndvíduos, como as amendades naturas 2, também deveram ser ncorporados na função de utldade dos consumdores. Contudo, mesmo que esta suposção fosse assumda como verdadera, um questonamento emerge: como sera possível mensurar monetaramente os atrbutos locas, bens que não possuem valor monetáro e que não são comercalzados dretamente no mercado. Neste sentdo, a lteratura econômca tem dado sgnfcatvas contrbuções à valoração dos atrbutos locas que não possuem valor de mercado (Rosen, 1974; McFadden, 1974) e para a construção de um índce de qualdade de vda baseado nas preferêncas dos consumdores (Rosen 1979; Roback, 1982). Roback (1982) fornece poneramente uma mensuração de um índce de qualdade de vda com um embasamento teórco em torno dos dferencas compensatóros de renda e custo de habtação. A tese defendda pela autora parte do pressuposto de que os ndvíduos atrbuem valor ao consumo de amendades locas, e pagam para usufruírem delas através de menores saláros e maor preço da habtação. Assumndo, portanto, que a escolha locaconal dos ndvíduos é condconal a sua maxmzação de utldade, resultara que regões pobres em amendades teram que oferecer saláros compensadores e um menor custo de habtação para atrar os trabalhadores. Da mesma forma, nas regões rcas em amendades, estas amendades á seram fatores a favor da aglomeração, e tas localdades tenderam a ofertar menores saláros e maor custo de habtação. Como resultado, sob as hpóteses do modelo, em uma stuação de equlíbro, dferencas de saláros e custo de morada entre as localdades poderam persstr para levar a equalzação do bem-estar entre as localdades. Roback (1982) sugere que tas dferencas de renda e do custo da habtação podem refletr os dferentes níves de qualdade de vda que caracterzam as regões e, a partr deles, constró um ndcador de qualdade de vda local. A partr das contrbuções poneras de Rosen (1979) e Roback (1982) para a construção de um índce de qualdade de vda, Blomqust et. al. (1988) e Gyourko and Tracy (1991) relaxam algumas das hpóteses do modelo básco de Roback (1982). Blomqust et. al. (1988) fazem varar as amendades dentro de uma área urbana e assume que as economas de aglomeração podem nfluencar as condções de produção da frma. Gyourko e Tracy (1991) ncorporam no modelo os atrbutos fscas que caracterzam cada regão, 1 Aqu o conceto de qualdade de vda local está relaconado com a déa de Roback (1982), no qual a qualdade de vda de uma localdade depende dos atrbutos específcos locas, tas como os atrbutos de clma. Portanto quando o texto se referr ao termo qualdade de vda terá está nterpretação. Contudo, no presente trabalho os termos índce de qualdade de vda (IQV) e índce de qualdade das amendades (IQA) serão utlzados como snônmos. 2 Um exemplo das amendades naturas ou puras são as amendades de clma. 2

3 respaldando-se na hpótese de que há atrbutos locas, como os servços de segurança e educação, que os ndvíduos pagam através de trbutos, e, portanto, este custo tera que ser ncluído nas despesas das famílas. Contudo, a despeto das extensões propostas para o modelo básco de Roback (1982) proporconarem modelos teórcos mas realístcos, a abordagem hedônca anda apresenta lmtações para a mplementação empírca do calculo de um índce de qualdade de vda. Talvez a prncpal lmtação sea a endogenedade dos preços, o que pode ocorrer porque a verdadera função de preço hedônco não é observada, os atrbutos seam observados com erro pelo pesqusador ou o econometrsta não sea capaz de observar todos os atrbutos mportantes do produto, o que faz com que o preço do produto em estudo venha a ser correlaconado com o erro (Cropper et. al., 1993). Respaldando-se nas dfculdades das estmações hedôncas, as quas dependem dretamente da observação de todos os atrbutos mportantes das regões, Kahn (1995) propõe um método muto smples para a obtenção de um rankng da qualdade de vda entre as localdades, segundo a lnha de trabalhos que se basea na abordagem da preferênca revelada. O autor parte da déa de equlíbro proposta por Rosen (1979) e Roback (1982) e constró um índce de qualdade de vda a partr dos dferencas de saláro e custo da habtação, calculados apenas em função das característcas dos trabalhadores e do móvel, respectvamente. A vantagem deste método resde na não dependênca dos dados de amendades para o cálculo do índce de qualdade de vda, á que tas ndcadores são mutas vezes não observáves. Por outro lado, não é possível determnar qual a propensão margnal a pagar por cada amendade e, mas mportante, o autor supõe que todo dferencal de saláro e custo da habtação controlado por um conunto de característcas dos trabalhadores e dos móves reflete em dferencas de qualdade de vda. Outros autores mas recentemente, embora que utlzando outro referencal teórco e método de estmação, constroem um índce de qualdade de vda ncorporando a déa dos dferencas compensatóros de Roback (1982) lugares bens servdos de amendades tendem a oferecer menores saláros e maores custos de habtação com base nos métodos de escolha dscreta (Cragg e Kahn, 1997) ou a partr de dados de mgração (Greenwood et. al., 1991). Os modelos de escolha dscreta vêem sendo utlzados como uma alternatva a abordagem hedônca para a valoração das amendades locas (Cragg e Kahn, 1997; Bayer et. al., 2003, 2006; Tmms, 1999). Cragg and Kahn (1997) sugerem um índce de qualdade de vda baseado no modelo logt condconal proposto por McFadden (1974). Em modelos tas como o de Cragg e Kahn (1997), modelos de escolha dscreta aplcado a um contexto de produtos dferencados, vés nas estmações podem persstr dervadas da presença da endogenedade dos preços e da exstênca da heterogenedade das preferêncas dos consumdores (Berry, 1994). Outra lmtação empírca presente em estudos que buscam valorar atrbutos locas está na dfculdade de solar o efeto das varáves exploratóras. Um bom exemplo é as varáves que tentam mensurar o nível da polução local, no qual é razoável esperar que a polução de uma localdade sea correlaconada com o nível da atvdade econômca local, e esta correlação pode mplcar em resultados não esperados (Bayer et. al., 2006). Para evtar este tpo de vés, o presente trabalho tem como obetvo central estmar a propensão margnal a pagar pelas amendades naturas, tas como clma, e estabelecer um rankng da qualdade de vda local, consderando que os ndvíduos têm preferêncas heterogêneas pelo consumo das amendades e que o pesqusador pode não ser capaz de observar todos os atrbutos mportantes dos móves. Acredta-se que a proposta de pesqusa do presente artgo examnar o papel que representa os fatores clmátcos para a escolha locaconal dos agentes econômcos venha a contrbur para um melhor entendmento da dstrbução dos agentes produtvos do espaço. E, compreender como estes atrbutos locas nfluencam as decsões locaconas dos agentes econômcos torna-se anda mas relevante para países como o Brasl, caracterzados por grandes dspardades naturas, socas e econômcas. Contudo, pouco esforço de pesqusa tem sdo observado para as regões brasleras, com este propósto de pesqusa, a qual, em parte, deve-se à lmtação de dados. Com o obetvo de calcular um índce de qualdade de vda para o Brasl, pode-se consderar que o 3

4 trabalho de Slvera Neto (2006) é o prmero que estabelece um rankng de qualdade de vda para as Regões Metropoltanas (RMs) do Brasl, com um embasamento na escolha locaconal dos trabalhadores. O autor, com base na abordagem da preferênca revelada propõe uma modfcação à metodologa proposta por Kahn (1995) ao consderar os efetos das amendades sobre a produtvdade dos trabalhadores, e estabelece um rankng da qualdade de vda para as RMs do Brasl. Segundo o rankng de Slvera Neto (2006) a RM de Recfe sera a melhor em qualdade de vda e Curtba a por. Dos outros trabalhos, com o obetvo de estmar a demanda por clma para o Brasl, embora que sem a ntenção de estabelecer um rankng entre as localdades, merecem destaque, o exame realzado por Tmmns (1999) e o de Monte (2004). Tmms (1999), a partr dos dados do Censo Demográfco de 1991, aplca a abordagem da escolha dscreta consderando a heterogenedade das preferêncas dos consumdores e estma a demanda por clma para as mcrorregões do Brasl a partr de dados agregados. Tmms (1999) utlza dados da méda da temperatura e precptação para três décadas, 1960, 1970 e Monte (2004), com o mesmo obetvo de pesqusa, mas usando outra base de dados, a Pesqusa de Orçamento famlar (POF), aplca a abordagem hedônca para estmar a demanda por clma para as Regões Metropoltanas do Brasl com base em dados de clma do ano de Dada a mportânca do tema e a escassez de exames empírcos para o Brasl, o trabalho proposto pretende preencher esta lacuna ao estmar a propensão margnal a pagar pelas amendades para as RMs brasleras, e a partr destas estmações, estabelecer um rankng para as RMs. Ressalta-se, porém, que o presente trabalho não pretende construr um índce de qualdade de vda exaurndo todas as possíves varáves que devem nfluencar a qualdade de vda local. Três métodos são utlzados: a abordagem hedônca (Roback, 1982); a abordagem da preferênca revelada (Khan, 1995); e os métodos da escolha dscreta (Cragg e Khan, 1996; Bayer et. al., 2006), o condconal logt e o mxed logt. O exame utlzou a Pesqusa Anual de Amostra e Domcílo (PNAD) do ano de 2004 como fonte das característcas dos trabalhadores e atrbutos dos móves; os dados clmátcos têm como fonte o Insttuto Naconal de Meteorologa (INMET); os de polução foram obtdos no Centro de Prevsão de Tempo e Estudos Clmátcos (CPTEC); e as varáves geográfcas estão reportadas no ste do IBGE. A segur é apresentado o referencal teórco utlzado como base para o estabelecmento do rankng da qualdade de vdas entre as localdades. Na tercera seção, os três métodos de estmação são apresentados, na subseção 3.1, a Abordagem Hedônca é descrta; na subseção 3.2, a abordagem de Kahn (1995); e o método da escolha dscreta é descrto na subseção 3.4. A base de dados utlzada é descrta na seção 4. Os resultados estão reportados na qunta seção e as consderações fnas na sexta. 2. Modelo de Escolha Locaconal: Uma Aplcação para a Valoração das Amendades O índce de qualdade de vda construído a partr das três abordagens, a Hedônca, a de Kahn (1995), e a dos modelos de escolha dscreta, se baseou na déa de equlíbro dervada do modelo de Roback (1982). No modelo de equlíbro de Roback (1982) é assumdo que os fatores de produção, captal e trabalho são perfetamente móves entre as cdades, enquanto que o fator terra é fxo. O custo de o ndvíduo morar em uma cdade e trabalhar em outra é probtvo. No equlíbro os ndvíduos e frmas são ndferentes entre as localzações, sendo os dferencas de saláro e preço da terra uma função das amendades. Como resultado, os dferentes níves de dotação das amendades (a) entre as localdades se refletem em dferencas entre as remunerações dos trabalhadores e do custo com a habtação, necessáros para compensar o trabalhador por um menor consumo de amendades. Do lado da demanda, os trabalhadores são dêntcos, com gual habldade e mesmas preferêncas. Cada trabalhador oferta uma undade de trabalho ndependentemente do saláro. O problema do trabalhador representatvo é: dada à quantdade da amendade a da localdade e o preço do composto de bens consumdos c, assumdo como numeráro, escolher a quantdade de c e de terra resdencal (h) de forma que satsfaça a sua restrção orçamentára: 4

5 Max U ( c, h ; a ) sueto a w + I = c + hp (1) onde w representa o saláro, p o preço da terra e I a renda dervada 3 de outras fontes que não sea do trabalho. A função de utldade ndreta dervada de (1), V, se relacona postvamente com as amendades e com o saláro e é decresceste com o preço do aluguel resdencal. No equlíbro o saláro e o preço do aluguel se austam para a equalzação da utldade entre as localdades. A condção de equlíbro do mercado dos trabalhadores pode ser representada por: V w, p; a = (2) ( ) k onde k é uma constante. Do lado da produção, X é produzdo de acordo com uma função de produção com retornos constante de escala, X = ( H, N; a), com H representando o uso da terra na produção e N o total de trabalhadores da localdade. O problema da frma representatva é mnmzar o custo sueto a função de produção. A condção de equlíbro para a frma é dervada da gualdade entre o custo untáro e o preço do produto, pos de outra forma havera ncentvo para a frma se mover para a localdade que oferecesse o menor custo: C w, p; a = (3) ( ) 1 a função custo C é crescente com ambos os preços, w e p. Se a é uma amendade não-produtva para a produção, Ca<0, caso contráro, Ca>0. No equlíbro, as famílas possuem um mesmo nível de utldade e as frmas o mesmo custo de produção, para um determnado nível de saláro e preço do aluguel, que satsfaz a condção mposta nas equações 2 e 3. O exame da estátca comparatva, para nferr prevamente sobre o snal dos dferencas de saláro e do preço do aluguel, é obtdo dferencando as equações 2 e 3 e resolvendo para dw da e dp da, no qual resulta que: dw 1 = ( V pca VaC p ) (4) da V C V C dp da = V w w C p p 1 V p p C w w ( V C V C ) a w w a O snal do dferencal do saláro e do preço do aluguel dependerá de como a amendade nfluencam o custo de produção das frmas (C). Consderando que a mpacta postvamente o bem-estar do ndvíduo e não nfluenca a produção da frma, a condção de equlíbro mplca que a localdade menos dotada da amendade deve oferecer um maor saláro e menor aluguel do que as demas, de forma a compensar o ndvíduo pelo menor consumo da amendade. Ou de outra forma, os trabalhadores estão propensos a receber um menor saláro e pagar um maor preço pelos servços de habtação, para morar nas localdades que tenham uma maor dotação da amendade. Consderando agora que a amendade afete ambos, consumdores e frmas, e sea uma amendade produtva para a frma (C a >0), o equlíbro de mercado mplca que a localdade com maor nível de a tende a oferecer um maor preço do aluguel resdencal enquanto que o dferencal de saláro é ndefndo, pode ser postvo ou negatvo. (5) 3 Por smplfcação, será consderado que w + I equvale a renda do trabalho (w). 5

6 3. Métodos de Estmação 3.1. Abordagem Hedônca A valoração das amendades locas a partr da abordagem hedônca proposta por Roback (1982) é dervada do dferencal total da equação 2, no qual é possível obter a propensão margnal a pagar pelas amendades. Portanto, do dferencal total da função de utldade ndreta e fazendo o uso da dentdade de Roy, obtêm-se o preço mplícto das amendades base para a construção do índce de qualdade de vda sugerdo por Roback (1982) 4 : = Vz Vw = hdp da dw da (6) f a onde h representa a quantdade de terra consumda por uma famíla, comumente normalzada para um, ( dp / da) é o dferencal do preço da terra de equlíbro e ( dw / da) é o dferencal salaral de equlíbro. A função, f a, é denomnada de função de preço mplícto, a qual multplcada pelo nível de cada amendade na localdade nos fornece o índce de qualdade de vda (IQV) proposto por Roback (1982): IQV = f a (7) a a Os dferencas de saláro e do preço do aluguel são obtdos a partr da estmação das equações de saláro e do aluguel, como: ln w β + X β + Z β + u (8) ln r = = 0 + Qθ1 + Z θ 2 θ + ν onde w é o saláro que o ndvíduo recebe na localdade ; r é o aluguel pago pelo ndvíduo na localdade ; X é um vetor das característcas ndvduas dos trabalhadores, Q é um vetor das característcas estruturas do móvel, Z é um vetor dos atrbutos locas, e u e ν são os termos estocástcos Abordagem de Kahn (1995) Kahn (1995) propõe um smples método para o calculo do índce de custo de vda com base na abordagem da preferênca revelada. O método relaxa duas hpóteses da abordagem hedôncas, o que representa duas vantagens para o estabelecmento de um rankng de qualdade de vda. A prmera se refere à não necessdade da utlzação de dados de amendades, a qual consttu uma vantagem quando tas atrbutos não são observáves. Em adção, a abordagem faz varar os preços, o saláro e o aluguel resdencal entre as localdades. Para cada localdade, o saláro do trabalhador (w) que mora em é regreddo em função de suas característcas e o aluguel pago (r) é regreddo em função dos atrbutos dos móves, na forma: w = β + η (10) r X = Q θ + μ onde η e μ são os termos estocástcos. (9) (11) 4 Para efeto do calculo do índce qualdade proposto por Roback (1982), a autora consdera que as amendades afetam apenas a função de utldade das famílas, pos para a mplentaçao empírca do método não tera como quantfcar o mpacto das amendades para o custo de produção das frmas. 6

7 Semelhantemente as varáves ncluídas nas equações hedôncas de saláro e aluguel, o vetor X representa as característcas do trabalhador e Q os atrbutos do móvel. Como apenas é observado o saláro recebdo e o aluguel pago pelo ndvíduo na localdade em que ele resde, Kahn (1995) propõe estmar o saláro potencalmente ganho e o aluguel pago em cada localdade a partr dos coefcentes obtdos pela estmação das equações 10 e 11. Portanto, é calculado para cada trabalhador o saláro potencalmente ganho nas outras localdades e o custo com a habtação: w = β (12) r X = Q θ onde β e θ são os coefcentes obtdos para cada localdade pela estmação das equações 10 e 11; é o saláro que cada ndvíduo recebera se morasse na localdade e r é o aluguel. Kahn (1995) com base nos dferencas de saláro e do preço do aluguel, entre o observado e os estmados, propõe uma medda para estabelecer um rankng da qualdade de vda entre as localdades baseado no percentual dos trabalhadores que moram nas s localdades e que poderam aumentar o seu saláro e dmnur o aluguel pago mgrando para a localdade c. Este índce representa uma medda do percentual de pessoas que ganharam com a mgração, o que sgnfca dzer que as localdades com maores percentuas teram menor qualdade de vda. Desta forma, consderando uma amostra de b localdades com k pessoas resdndo em cada localdade, o índce de qualdade de vda é calculado como: k K J 1 = 1 1 (( w c w ) > 0) 1(( w c w ) < 0) se a segunte condção é verdade, 1 *(( w c w ) > 0) 1(( wc w ) < 0), então 1() =1 o produto gual a 1 uma pessoa aumentara seu saláro e dmnura seu aluguel se movendo de para c, caso contráro o produto sera gual a zero. Os percentuas calculados a partr da expressão acma nos dão o índce de qualdade vda proposto por Kahn (1995), no qual representa a porcentagem de pessoas de todas as localdades que movendo para c poderam aumentar o seu saláro e dmnur o preço do aluguel pago. Conforme o própro autor reconhece, com base na argumentação de Rauch (1993) 5, tal medda apresenta uma desvantagem por não consderar o mpacto da concentração do captal humano da localdade para a produtvdade do trabalhador, pos localdades com a méda de educação acma da méda naconal tenderam a oferecer saláros mas elevados e custo da habtação mas alto e não necessaramente uma baxa qualdade de vda. Estabelecendo um rankng da qualdade de vda para as Regões Metropoltanas do Brasl, Slvera Neto (2006) com base em Kahn (1995) propõe uma modfcação à expressão (14) ao consderar a exstênca das externaldades produtvas advndas da concentração de captal humano na localdade. Para o estabelecmento do rankng da qualdade de vda a partr do percentual dos ndvíduos que poderam ganhar com a mgração, o autor nclu além daqueles consderado por Khan (1995) na expressão (14) com saláro potencal maor e menor preço do aluguel os trabalhadores cuo saláro obtdo com a mgração superasse o aumento do aluguel conforme a segunte expressão: K K J 1 = 1 1 (( w c w ) > 0) 1(( r c r) < 0) + K J = 1 1 (( w c w ) ( r c r) > 0) 1(( r c r) > 0) (13) w (14) (15) 5 Com base nas evdêncas empírcas de Rauch (1993) 7

8 3.3.Métodos Dscretos Um método alternatvo à abordagem de preços hedôncos proposta por Rosen (1979) e Roback (1982) para a valoração de bens públcos são a classe dos modelos de escolha dscreta (Cragg e Kahn, 1997; Tmmns, 1999; Bayer et. al., 2003, 2006). Dferentemente da abordagem Hedônca, a aplcação da abordagem dscreta para a valoração das amendades requer que sea adotada uma forma funconal para a função de utldade. No modelo proposto nesta seção serão relaxadas três hpóteses do modelo básco de Roback (1982). Uma se refere à hpótese de que não há barrera a mobldade locaconal dos agentes econômcos 6. Segunda hpótese relaxada; é assumdo que o pesqusador não é capaz de observar todos os atrbutos mportantes do móvel, e é ncluído um fato de correção (v) para os atrbutos não observáves na função de utldade ndreta com base em Vllasboas e Wner (1999) e Blundell e Powell (2001). E, é assumdo que os trabalhadores têm preferêncas heterogêneas pelo consumo das amendades 7. Para a mplementação empírca da abordagem dscreta, o fator terra do modelo de Roback (1982) é normalzado para um e assume-se a segunte forma funconal para a função de utldade 8 : V, = c g I p ) + β Z Z + β M M, α ( + β v+ ε (16) v Cada ndvíduo escolhe a localdade para morar de forma a maxmzar a sua função de utldade conforme especfcada acma. A utldade do ndvíduo recebda por morar na localdade depende da função consumo (C), dado pela renda do trabalho menos o preço do aluguel ( I p ), o qual representa o gasto com os outros bens que não sea a habtação; de um vetor de característcas da localdade Z ; do custo de mgração M,. E, v representa um termo de correção de erro para os atrbutos não observáves do móvel e ε é o termo estocástco. A função g (.) representa uma função flexível conforme exposto por Nervo (2002). A forma assumda para o custo de mgração segue a adotada por Bayer et. al. (2006) onde o custo de mgração é dado por: ~ ~ ~ REG EST M, f M ( d, ; ; μ ) = μ REG d, + μ EST d, EST onde d 1 se o estado que o ndvíduo resde é dferente do que nasceu (gual a zero para outro caso); e, = REG d, = 1se o ndvíduo resde em outra grande-regão dferente da que nasceu (gual a zero para outro caso). O termo de correção de erro (v) é calculado segundo a abordagem Função Controle proposta por Vllas-boas e Wner (1999) e Blundell e Powell (2001), e utlzado por Petrn e Tran (2002). No qual o preço do aluguel do móvel é regreddo em função das varáves exógenas observadas que nfluencam o preço do móvel. E, os resíduos (v) obtdos a partr desta estmação são ncluídos como varável explcatva 6 Bayer et. al. (2006) mostra que quando há barreras à mgração, os dferencas do custo da habtação e da remuneração dos trabalhadores podem não refletr o verdadero valor dos dferencas da dotação das amendades entre as localdades. Inclundo o custo de mgração (M) no modelo básco de Roback (1982) o autor chega a segunte propensão margnal a pagar pelas amendades f = V V = hdp da dw da V V dm da, a qual dfere do modelo de Roback (1982) pelo termo V A V z dm w da M w. M w 7 Exames empírcos têm mostrado que os ndvíduos têm dferentes preferêncas pelo consumo de amendades. (Tmms, 1999, 2005) 8 A forma funconal da função utldade adota segue a lteratura de organzação ndustral que obetva estmar elastcdades demandas. (Nervo, 2002) (17) 8

9 na função de utldade. Da função de utldade descrta na equação 16, derva-se a propensão margnal a pagar do ndvíduo por cada atrbuto local (z): MWTP = Vz Vc = β α g' ( I p ) (18) z c Como é observada na equação acma, a propensão margnal a pagar obtda a partr do modelo de escolha dscreta dependerá da forma formal funconal adotada para a função de utldade. A propensão margnal a pagar pode ser utlzada como uma medda da qualdade de vda das localdades (Bayer et. al., 2006). O presente artgo propõe construr um índce com base na propensão margnal a pagar apresentada na equação 18. Cragg e Kahn (1997) 9 a partr da propensão margnal a pagar pelas amendades, constroem um índce com base no quanto as pessoas teram de ser compensadas para não mgrar da localdade em que resde se a dotação das amendades da localdade mudasse para a méda naconal. Aqu, propõe-se um índce de qualdade das amendades obtdo pelo somatóro da multplcação da propensão margnal a pagar por cada atrbuto local (z) pela respectva dotação em cada RM. Portanto, dada à especfcação da função de utldade assumda, o índce de qualdade das amendades é: IQA = K k = 1 [ β α ( Z Z c k )] onde os atrbutos locas estão ndexados por k. Dada a contextualzação descrta acma, a maxmzação da utldade ndreta do ndvíduo sueta a escolha da localdade mplca que se é preferdo à alternatva dsponível, sgnfca que v é maor do que v de forma que a probabldade do ndvíduo escolher é dada por: p V > V ] = p[( v + ε ) > ( v + ε )] onde ' (20) [ ' ' ' McFadden (1974) mostra que se os erros da função de utldade são dentcamente e ndependentemente dstrbuídos e tem uma função de dstrbução do tpo extreme-value, a probabldade da localzação ser escolhda é: V L, = Pr ob( Y = ) = e / J = 1 e V' onde J é o número de escolhas possíves. Para a estmação do logt condconal padrão defndo da equação 21, também é necessáro conhecer o saláro e o aluguel que cada ndvíduo recebera e pagara, respectvamente, em cada localdade. Portanto, a estmação dos saláros potencalmente ganhos e os alugues pagos são computados com base em Kahn (1995). O logt condconal consdera que todos os ndvíduos têm as mesmas preferêncas pelo consumo das amendades. Tal hpótese parece ser bastante restrtva em um contexto de produtos heterogêneos (Berry, 1994). Portanto, a hpótese de coefcentes fxos será relaxada com o uso do mxed logt 10. Consderando o modelo mxed logt e fazendo uso da notação de Tran (2003), temos agora que o vetor dos coefcentes de β é não observado para os ndvíduos e vara na população com densdade f (, θ ), a qual representa as preferêncas dos ndvíduos. O θ contém os parâmetros que descrevem a β (19) (21) 9 O índce de qualdade de vda proposto por Cragg e Kahn (1997), consderando a forma funconal da função de utldade adotada pelos autores, é dado por: β ( Z Z) / β com Z _ C _ Z representando a méda naconal da amendade. 10 O modelo, conhecdo na lteratura como Mxed Logt, é uma generalzação do logt condconal, no qual relaxa a hpótese dos parâmetros fxos do modelo logt para captar a heterogenedade das preferêncas dos consumdores. (Tran, 2003) 9

10 densdade de β. Como no modelo padrão, a probabldade de cada ndvíduo escolher a localdade é dada pela equação 21. Tomando o somatóro das probabldades das escolhas dos ndvíduos para todas as alternatvas condconas a β, tem-se que: S ( β ) = L ( β ) = 9 J J = 1 exp( V ' = 1 ) exp( V ' ) (22) A probabldade não condconal, resultado da ntegral da probabldade acma é dado por: P ( θ ) = S ( β ) f ( β θ ) dβ (23) onde f ( β θ ) é a função densdade. A função densdade pode tomar dferentes dstrbuções a depender das varáves em estudos. (Tran, 2003) Logo, a função log-verossmlhança dervada da probabldade não condconal é: LL ( θ ) = ln P ( θ ) (24) Como a ntegral acma não pode ser resolvda analtcamente, é utlzado o método de smulação descrto em Revelt e Tran (1998) e em Tran (2003). Para um dado valor dos parâmetros em θ, no caso da dstrbução normal, a méda (b ) e a covarânca (ω ), o valor de β é extraído desta dstrbução. Utlzando este β, é calculada a probabldade do modelo logt padrão (L). As etapas 1 e 2 são repetdas varas vezes e a méda dos resultados é utlzado como uma aproxmação de P. 4. Descrção da Base de Dados O exame utlzou a Pesqusa Naconal de Amostra e Domcílo (PNAD) do ano de 2004 como fonte de dados paras as característcas dos trabalhadores e dos atrbutos dos móves. Os dados de clma são do Insttuto Naconal de Meteorologa (INMET), foram utlzadas as médas das observações do ano de 1990 a E, os dados de polução são do Centro de Tempo e Estudos Clmátcos (CPTEC) para o ano de 2004 e O exame fo realzado ao nível das Regões Metropoltanas, nclundo a regão metropoltana de Belém, Fortaleza, Recfe, Belo Horzonte, Ro e Janero, São Paulo, Curtba, e Porto Alegre. A composção da amostra e o recorte geográfco ao nível das RMs se ustfca pela nexstênca de outra base de dados com um maor nível de desagregação geográfca que dsponblze nformações do custo de habtação. Para a estmação das equações de saláros e aluguel foram consderadas todas as famílas em que o chefe da famíla é homem, com dade entre 20 e 80 anos, com algum ganho postvo durante o ano de 2004, e que mora em móvel alugado. A varável dependente da equação de saláros é a renda mensal do trabalho do chefe da famíla e da equação da habtação é o aluguel pago mensalmente. As varáves AGRIC, CONST, COMERC, SERV, são dummes para o setor de trabalho, o agrícola, o de construção, o setor de comérco, e o de servços, respectvamente, no qual se omtu o setor ndustral. As varáves, empregado com cartera assnada (EMCART), funconáro públco (FUNCPUB), conta própra (CONTPROP), e empregador (EMPREG), são dummes para as categoras do trabalho; a categora empregado sem cartera assnada fo omtda. Em seqüênca vem a varável dade, dade ao quadrado, e uma dummy para a raça do ndvíduo (1 se é branca e 0 outro caso). As varáves EST1A3, EST4A7, EST8A10, EST11A14, EST15MAIS, são dummes para anos os de estudo, de 1 a 3 anos de estudos, de 4 a 7, de 8 a 10, de 11 a 14, e com 15 ou mas anos de estudo, respectvamente, com a omssão das pessoas com menos de 1 ano de estudo. 10

11 A varável DUMMYCAS é gual a 1 se o móvel é uma casa (0 caso contráro); NBANH quantfca o número de banheros do móvel; NCONDORM é o número de cômodos do móvel que serve como dormtóro; NCOMOD representa o número de cômodos do móvel; PAR. ALV é gual a 1 se o materal da parede do móvel é de alvenara (0 caso contráro); a dummy ELA toma o valor 1 se o móvel é servdo pelos três servços, abastecmento de água de rede geral de dstrbução, coleta dreta do lxo dreta, e se o móvel está lgado a rede coletora de esgoto ou pluval (0 caso contráro). As varáves dreg e dest segudas do códgo do estado das RMs são as dummes para captar o custo de mgração nteragdas com as dummes da escolha locaconal do agente No exame empírco fo ncluída a méda mensal das observações da precptação (mm) do mês de março (RMAR) e do mês de agosto (RAUG); a méda mensal da temperatura ( о C) do mês de anero (TJAN), mês mas quente do ano, e do mês de ulho (TJUL), mês mas fro do ano; a méda da umdade relatva (%) (UANUAL); a méda das observações da precptação (RANUAL); e a dstânca da cdade da RM mas próxma para o mar (km) (DISTMAR) 11. Acrescenta-se que foram utlzadas as observações das Plataformas de Coleta de dados de Clma do INMET localzadas nas captas dos respectvos estados das RMs. Além destas varáves, fo ncluída no exame uma varável proxy do nível de polução da RM, Materal Partculado decorrente de quemadas (PM) 12, um dos componentes da polução. As estatístcas descrtvas da base de dados estão reportadas nas tabelas A1 e A2 no apêndce. 5. Análse dos Resultados 5.1. Estmação da Propensão Margnal a Pagar pelas Amendades A estmação dos quatro modelos, o hedônco, o de Kahn (1995), o logt condconal, e o mxed logt, se baseou na mesma amostra de trabalhadores e móves defndas na seção 4. A segur são apresentados os resultados das regressões das equações dos saláros e alugues base para a construção do índce de qualdade de vda hedônco. No geral, os coefcentes das varáves das característcas dos trabalhadores obtdos a partr da estmação da equação de saláros para todas as nove RMs apresentaram snas esperados, corroborando com as evdêncas de que o aumento da educação mpacta postvamente à remuneração do trabalhador; o trabalhador de raça branca ocupa uma melhor posção no mercado de trabalho, no sentdo de que há um dferencal de saláro a favor dos trabalhadores de cor branca em relação as demas raças; os trabalhadores sem cartera assnada tendem a receber um menor saláro do que os demas; a remuneração aumenta com a dade mas a taxas decrescentes; e os trabalhadores empregados no setor ndustral apresentam um dferencal postvo de saláro em relações aos demas setores. Os coefcentes dos atrbutos dos móves também se comportaram como o esperado, no qual, o fato do móvel ser uma casa tende a baxar o preço do aluguel; o aumento do número de banheros, dos cômodos dos móves, e dos cômodos servndo de dormtóros, tem um mpacto postvo no aluguel; o materal da parede do móvel (alvenara) valorza o móvel; e o acesso à prestação dos três servços báscos de saneamento, esgoto, coleta de lxo, e água, também valorzam o móvel. Com relação aos coefcentes dos atrbutos locas, de acordo com a abordagem hedônca, é esperado que, se o atrbuto local representa uma amendade para o trabalhador, os lugares mas dotados deste atrbuto devem oferecer menores saláros e um maor custo de habtação para os ndvíduos. Portanto, um aumento margnal no atrbuto deve reduzr o saláro e aumentar o preço do aluguel na localdade, se este atrbuto é uma amendade para os trabalhadores, caso contráro, um aumento deve mpactar postvamente o saláro e negatvamente o preço do aluguel resdencal. Desta forma, há a expectatva de que o aumento da dstânca 11 Esta varável tem como fonte Monte (2004) 12 O materal partcularzado apresentou baxa correlação com o nível da atvdade econômca das RMs, um índce de correlação

12 para o mar (DISTMAR); o aumento da polução (PM); o aumento da umdade relatva do ar (UANUAL) e da temperatura de anero (TJAN); venha a ter um mpacto negatvo para a função de utldade dos trabalhadores. Com relação aos demas atrbutos, é possível que o aumento da temperatura do mês de ulho venha a ser deseado pelos resdentes da regão sul, prncpalmente, mas ndeseado pelos resdentes das regões norte e nordeste, o que dfculta fazer prores prevsões a respeto do snal desta varável. E, dada a rregulardade das médas da precptação para as RMs, também é dfícl fazer prevsões sobre os snas das varáves de precptação. Contudo, é razoável esperar que os ndvíduos prefram resdr em localdades que tenham uma razoável freqüênca de precptação, mas com baxa densdade. Tendo-se em conta esta déa, ambas as equações estmadas, de saláro e do preço aluguel, apresentaram resultados contráro do esperado. Tabela 01 Resultados das Regressões Hedôncas de Saláro e Aluguel paras Nove RMs do Brasl Regressão Hedônca do Saláro Regressão Hedônca do Aluguel Varáves Coefcente Erro Padrão Varáves Coefcente Erro Padrão AGRIC -0,4847 0,0062 NBANH 0,1875 0,0008 CONST -0,1544 0,0019 DUMMYCAS -0,3277 0,0008 COMERC -0,0986 0,0014 NCONDORM 0,0363 0,0006 SERV -0,0075 0,0013 NCOMOD 0,1392 0,0003 EMPCART 0,1714 0,0015 PAR,ALV 0,1033 0,0019 FUNCPUB 0,4101 0,0025 ELA 0,2093 0,0009 CONTPROP 0,2035 0,0017 EMPREG 0,8149 0,0025 IDADAE 0,0398 0,0003 IDADE2-0,0004 0,0000 CORPELE 0,1349 0,0011 EST1A3 0,0893 0,0034 EST4A7 0,2172 0,0029 EST8A10 0,3916 0,0029 EST11A14 0,6914 0,0029 EST15MAI 1,5205 0,0032 DISTMAR -0,0010 0,0000 DISTMAR -0,0029 0,0000 PM 0,0057 0,0006 PM 0,0301 0,0004 RANUAL 0,2110 0,0025 RANUAL 0,3602 0,0016 UANUAL -0,0117 0,0003 UANUAL -0,0339 0,0002 RMAR -0,0457 0,0009 RMAR -0,0837 0,0006 RAUG -0,1051 0,0014 RAUG -0,1449 0,0009 TJAN 0,0116 0,0011 TJAN 0,0040 0,0007 TJUL -0,0339 0,0006 TJUL -0,0450 0,0004 Constante 5,8680 0,0319 Constante 7,1905 0,0214 N. de Observações N. de Observações R2 0,459 R2 0,585 Fonte: Estmatvas própras da autora. Nota: Todos os coefcentes são estatstcamente sgnfcantes a 5%. A expectatva de que o aumento da dstânca para o mar e do nível da polução seam ndeseados pelos trabalhadores não fo confrmada, as varáves, DISTMAR e UANUAL, estão correlaconadas negatvamente com o saláro. E, dos outros atrbutos, a temperatura do mês de Janero (TJAN), mês mas quente do ano, e o nível da polução, representado pela varável PM, as quas deveram atuar reduzndo o preço do aluguel, apresentaram snas postvos. Os coefcentes estmados para as demas varáves, RANUAL, RMAR, RAUG, TJUL, a partr das duas equações estmadas, nos leva a nterpretações contradtóras; a varável RANUAL mpactando postvamente ambos, o saláro e o preço do aluguel, e as 12

13 varáves, RMAR, RAUG, TJUL, negatvamente. Contudo, a pror, poucas conclusões podem ser tradas do snal destas varáves conforme á fo exposto, pos, apesar do mês de ulho ser o mês mas fro do ano para a méda das RMs, este mês anda é consderado um mês muto quente para as RMs do Norte e Nordeste. E, dada a rregulardade observada da precptação ao longo do período em análse para as RMs a méda da precptação para as RMs apresentou-se bastante dscrepantes (ver Tabela A1 e A2 no apêndce) acredta-se que poucas prevsões podem ser realzadas à respeto dos snas destas varáves. Os resultados das estmações dos dferencas de saláros e alugues para cada RM utlzados para o estabelecmento do rankng da qualdade de vda local porposto por Kahn (1995) encontram-se no Apêndce, Tabelas A3 e A4. Os coefcentes das característcas dos trabalhadores e dos atrbutos dos móves estmados para cada RM também apresentaram snas esperados. Contudo, algumas dferenças a nível regonal podem ser observadas nas tabelas A3e A4. Vale destacar, apenas a magntude do coefcente da qualdade dos três servços báscos de saneamento, abastecmento de água, esgoto e coleta de lxo, para a Regão Metropoltana de Fortaleza, o qual apresentou-se quatro vezes maor do que o coefcente para as demas RMs. Na tabela a segur estão expostos os resultados dos modelos estmados com base no método de escolha dscreta. A prmera coluna apresenta o resultado do logt condconal padrão e a segunda coluna o logt condconal nclundo o termo de correção de erro (v). A tercera e quarta coluna estão os resultados do mxed logt, com seus respectvos coefcentes estmados, a méda e desvo padrão. E, na qunta e sexta colunas estão os resultados do mxed logt com a nclusão do fator de correção de erro (v). Para a estmação do mxed logt assumu-se que o coefcente da varável umdade relatva é fxo, ou sea, é o mesmo para todos os ndvíduos. O coefcente da varável função consumo também fo assumdo ser fxo. Os coefcentes das demas amendades, DISTMAR, PM, RANUAL, UANUAL, RJAN, RJUL, TJUN E TSET, foram especfcados com dstrbução normal. 13 Os coefcentes obtdos pela estmação dos quatro modelos mostraram-se sgnfcantes a 5% de sgnfcânca com poucas exceções (Tabela 02). E, nclusve, os desvos padrão das varáves dos atrbutos locas estmados a partr do mxed logt são na quase totaldade sgnfcante, ndcando que os ndvíduos têm preferêncas heterogêneas pelo consumo destes atrbutos. Prmeramente, comparando os resultados do modelo logt condconal com e sem correção para os atrbutos não observáves do móvel, constata-se que a nclusão do fator de correção de erro v não resultou em grandes varações nos coefcentes estmados. A mesma constatação não fo verfcada para o mxed logt, no qual a nclusão o nclusão de v nverteu os snas de três varáves, duas varáves do nível de precptação, RMAR e RANUAL, e a varável TJUL. Por outro lado, como á fo afrmado anterormente, não se pode trar afrmações conclusvas a respeto dos snas destas varáves. Contudo, baseando-se na argumentação de que os ndvíduos em geral devam preferr morar em regões que tenha uma perodcdade de precptação, mas com baxa ntensdade, sera razoável esperar que o coefcente da varável RANUAL apresentasse o snal postvo. E, os resultados obtdos a partr da estmação do mxed logt com a correção para os atrbutos não observáves dos móves ndcam que um aumento na méda das observações da precptação para o período de tempo consderado no exame tem um mpacto postvo para a função de utldade dos trabalhadores, enquanto que o aumento da méda da precptação do mês de março é ndeseado. Os coefcentes dos atrbutos, DISTMAR, UANUAL, PM, TJAN, obtdos a partr da estmação dos quatros modelos, o logt condconal e o mxed logt, sem a nclusão de v e com a ncorporação de v, ndcam que o aumento da DISTMAR, UANUAL, PM, TJAN, mpacta negatvamente a função de utldade dos trabalhadores; e o aumento da varável RAUG mpacta negatvamente a função de utldade, o que corroboram com prores expectatvas. 13 A escolha das varáves, consumo e umdade relatva, para terem coefcentes fxos, se ustfca pela maor facldade de consegur convergênca do algortmo de estmação. 13

14 Tabela 02 Coefcentes Estmados dos Modelos de Escolha Dscreta, Logt Condconal (LC) e Mxed Logt Varáves LC LC (nclundo v) Mxed Logt Mxed Logt (nclundo v) Coefcente Coefcente Méda DP Méda DP RMAR -0,1025-0,1164 0,0081* -0,1008-0,0091** 0,0076* (0,0016) (0,0017) (0,0082) (0,0017) (0,0052) (0,0111) RAUG -0,0435-0,0697-0,0096-0,0408-0,1154-0,0093 (0,0025) (0,0026) (0,0026) (0,0028) (0,0018) (0,0027) TJAN -0,3545-0,3522-0,0040* -0,3572-0,0685-0,0033* (0,0020) (0,0020) (0,0043) (0,0022) (0,0027) (0,0052) TJUL 0,0697 0,0604 0,0077 0,0672-0,3549 0,0118 (0,0010) (0,0011) (0,0032) (0,0012) (0,0020) (0,0042) UANUAL -0,1675-0,1739-0, ,0066** - (0,0005) (0,0005) (0,0057) - (0,0040) - RANUAL -0,0673-0,0022* -0,0148-0,0074 0,0017-0,0088 (0,0047) (0,0050) (0,0013) (0,0034) (0,0001) (0,0014) DISTMAR -0,0095-0,0100-0,1665 0,0007-0,1733 0,0007 (0,0000) (0,0000) (0,0005) (0,0000) (0,0006) (0,0000) PM -0,0124-0,0065-0,0097 0,0016-0,1960-0,0103 (0,0012) (0,0012) (0,0001) (0,0002) (0,0051) (0,0001) v - -0, , (0,0049) - - (0,0018) - CONSUMO 0,0007 0,0007 0,0054-0, (0,0000) (0,0000) (0,0016) (0,0012) - dreg15-0,0392* -0,0299* -0,8843 1,3241-0,9015 1,3479 (0,0341) (0,0342) (0,0653) (0,0453) (0,0659) (0,0455) dreg23-1,9038-1,8889-1,9401 0,2393-1,9243 0,2386 (0,0221) (0,0221) (0,0268) (0,0638) (0,0268) (0,0641) dreg26-2,0134-2,0002-2,3049 0,3362-2,3087 0,3220 (0,0207) (0,0207) (0,0267) (0,0365) (0,0270) (0,0358) dreg29-1,5312-1,5197-1,5524 0,1277-1,5521 0,1693 (0,0189) (0,0189) (0,0210) (0,0495) (0,0216) (0,0457) dreg31-1,0680-1,0564-3,4021-2,4963-3,6552-2,6704 (0,0170) (0,0170) (0,1146) (0,0742) (0,1235) (0,0782) dreg33-0,7711-0,7682-0,7703 0,0271* -0,7675 0,0313* (0,0086) (0,0086) (0,0087) (0,0230) (0,0087) (0,0228) dreg41-1,2991-1,2864-1,5771-0,7777-1,5624-0,7756 (0,0136) (0,0136) (0,0287) (0,0369) (0,0288) (0,0373) dreg43-2,4362-2,4239-2,5426-0,4024-2,5292-0,4035 (0,0237) (0,0237) (0,0304) (0,0468) (0,0305) (0,0472) dest15-1,4910-1,4914-1,6154-0,4926-1,6279-0,5167 (0,0320) (0,0320) (0,0384) (0,0420) (0,0391) (0,0427) dest23-1,0235-1,0176-1,0234-0,0241* -1,0171-0,0195* (0,0155) (0,0155) (0,0155) (0,0425) (0,0155) (0,0430) dest26-0,9958-0,9930-2,2696-1,8465-2,3392-1,9106 (0,0143) (0,0143) (0,0515) (0,0407) (0,0523) (0,0408) dest29-0,8011-0,7982-0,8684-0,3997-0,9120-0,5184 (0,0146) (0,0146) (0,0300) (0,0770) (0,0349) (0,0717) dest31-1,2526-1,2484-1,2699 0,1053-1,2682 0,1206 (0,0143) (0,0143) (0,0149) (0,0301) (0,0151) (0,0308) dest33-0,5841-0,5804-0,5883-0,0973-0,5848-0,1016 (0,0080) (0,0080) (0,0081) (0,0190) (0,0081) (0,0196) dest41-0,2868-0,2822-0,2906-0,0378* -0,2857-0,0388* (0,0116) (0,0116) (0,0117) (0,0272) (0,0117) (0,0271) dest43-1,0522-1,0485-1,4061 0,8810-1,3956 0,8715 (0,0144) (0,0144) (0,0423) (0,0524) (0,0417) (0,0520) LL , , , ,00 Fonte: Elaboração própra da autora. PNAD Erro padrão dos respectvos coefcentes está em parênteses. *Insgnfcante a 5% de sgnfcânca; ** Sgnfcante a 10% de sgnfcânca; as demas varáves são sgnfcantes a 5%. 14

15 Estes resultados podem ser nterpretados em duas dreções. Prmero, consderando o modelo proposto, se a hpótese para a presença de heterogenedade das preferêncas dos consumdores for aceta, não consdera-la no exame pode levar as nterpretações erradas da preferênca dos ndvíduos pelo consumo das amendades. Segundo, os resultados apontam para a sensbldade dos coefcentes estmados a respeto do método de estmação adotado e das varáves explcatvas ncluídas no modelo. Dos testes de especfcação foram realzados com o obetvo de escolher o modelo mas robusto. O Teste de Hausman 14 fo aplcado e a hpóteses de coefcentes fxos fo reetada, ndcando que o mxed logt é o mas adequado para o exame. Agregando-se aos resultados do teste de Hausman, o teste da razão Verossmlhança apontou para a reeção do logt condconal em relação ao mxed logt Construção do Índce de Qualdade das Amendades ou Índce de Qualdade de Vda Os rankngs do índce de qualdade das amendades construído a partr das equações 7, 14, 15, 19, encontram-se na tabela 03. Ressalva-se, porém, que os índces construídos a partr das três metodologas não são nteramente comparáves, dada às dscrepâncas entre as metodologas, tanto no modelo teórco quanto no método de estmação. O índce obtdo a partr da abordagem hedônca é construído com base na função de preço mplícto, na propensão margnal a pagar pelos atrbutos locas obtdos a apartr das estmações da equação de saláro e do aluguel. O índce proposto por Kahn (1995) não se basea no conceto da propensão margnal a pagar e é dervado apenas em função dos dferencas de saláros e preço do aluguel, controlados pelas característcas dos trabalhadores e atrbutos dos móves, respectvamente. E, a estmação do índce com base na abordagem dscreta basea-se dretamente na propensão margnal a pagar pelos atrbutos locas, dervados da função de utldade ndreta. Acrescenta-se anda que os índces construídos a partr da abordagem hedônca e da dscreta dependem dasvaráves, os atrnbutos locas, que foram ncorporados no exame. Portanto, os rankngs obtdos com base nestas duas abordagens devem ser assocados dretamente com a dotação dos atrbutos locas que foram ncorporadas no exame, ou sea, a méda das observações da precptação do mês de março e agosto, a meda anual das observações da precptação, a méda da temperatura do mês de anero e ulho, a meda anual da umdade relatva do ar, a méda anual do materal partcularzado emtdos a partr das quemadas e a dstânca da cdade da RM mas próxma ao mar. Como mostra a tabela 03, os cnco rankngs estabelecdos apresentam dferenças sgnfcatvas. Embora que os índces não seam comparáves, duas constatações podem ser fetas com relação aos resultados encontrados. Prmero, a despeto da varabldade do rankng entre as RMs a partr das abordagens, constata-se que a RM do Ro de Janero nas três metodologas, a de Kahn (1995), o logt condconal e o mxed logt, ocupou a segunda colocação no rankng. Este fato ndca que os ndvíduos resdentes da RM do Ro de Janero estão bem mas servdos com estas amendades do que os demas. Segundo, comparando com os resultados obtdos a partr da abordagem de Kahn (1995) com aqueles encontrados por Slvera Neto (2006), constata-se que mesmo utlzando a mesma base de dados do autor Slvera Neto, com poucas dferenças nas varáves das característcas dos trabalhadores e atrbutos dos móves ncorporados no exame, anda assm houve dferenças sgnfcatvas entre os rankngs obtdos no presente exame e os encontrados por Slvera Neto. Consderando agora os resultados do modelo mxed logt, pos mostrou-se superor aos demas modelos, constata-se a superordade dos estados do norte e nordeste no rankng, além da RM do Ro de Janero. Estes resultados ndcam que tas RMs estão bem mas servdas dos atrbutos locas consderados no exame do que as demas RMs. 14 O teste fo realzado retrando a amostra dos resdentes da RM de São Paulo e duas varáves dummes, dest33 e dreg33. A hpótese das IIA fo reetada, a estatístca qu-quadrada excedeu o valor crítco, ch2(20) = (b-b)'[(v_b-v_b)^(-1)](b-b)= com Prob>ch2 = A teste da razão da verossmlhança, 2( ) = , com 23 graus de lberdade e com um nível crtco a 5% (35.17), reeta o logt padrão em relação ao mxed logt. 15

16 Tabela 03 Rankng do Índce e Qualdade das Amendades (IQA ou IQV) a partr das três abordagens, a Hedônca, a de Kahn (1995) e dos Métodos de Escolha Dscreta, o Logt Condconal e o Mxed Logt Abordagem Hedônca Abordagem Kahn (1995) Abordagem Kahn modfcada Slvera Neto (2006) Logt Condconal (ncluído v) Mxed Logt (nclundo v) IQA Rankng IQA Rankng IQA Rankng IQA Rankng IQA Rankng -1,95 Porto Alegre 8% São Paulo 25% Recfe 1837,19 São Paulo -278 Belém -2,51 Curtba 13% Ro de Janero 30% Fortaleza 1618,99 Ro de Janero -299 Ro de Janero -2,63 São Paulo 21% Porto Alegre 32% Ro de Janero 80,27 Belo Horzonte -337 Recfe -2,81 Belo Horzonte 21% Recfe 33% Curtba -13,72 Porto Alegre -362 Salvador -2,87 Ro de Janero 24% Belém 35% Salvador -97,62 Recfe -366 Fortaleza -3,52 Recfe 27% Fortaleza 38% São Paulo -381,31 Curtba -461 São Paulo -3,6 Salvador 29% Salvador 38% Belém -454,65 Fortaleza -549 Porto Alegre -4,1 Belém 33% Curtba 40% Porto Alegre -593,67 Salvador -739 Curtba -4,22 Fortaleza 33% Belo Horzonte 43% Belo Horzonte -1995,5 Belém Belo Horzonte Fonte: Elaboração própra da autora. 5. Consderações Fnas Sem dúvda, dada as grandes dspardades que exstem entre as Regões Metropoltanas do Brasl, tanto em termos econômcos quanto entre as suas dotações de amendades, examnar o papel que representa as amendades para a escolha locaconal dos agentes econômcos torna-se substancalmente um mportante problema de pesqusa. Nesta perspectva, o artgo teve como obetvo estmar a propensão margnal a pagar pelos trabalhadores pelo consumo dos atrbutos locas, como as amendades de clma, e estabelecer um rankng entre as RMs com base nas suas dotações destes atrbutos. Foram aplcadas três abordagens, a abordagem hedônca, a abordagem de Kahn (1995), e os modelos de escolha dscreta, o logt condconal e o mxed logt, para a valoração dos atrbutos locas. Três extensões ao modelo básco de Roback (1982) foram consderadas para a mplementação empírca com base no método de escolha dscreta. Prmero, para a estmação empírca dos modelos dscretos foram ncluídos o custo de mgração na forma proposta por Bayer (2006) e um fator de correção para as característcas não observáves dos atrbutos dos móves conforme sugere em Petrn e Tran (2002). E, a hpótese da homogenedade das preferêncas dos ndvíduos pelo consumo das amendades fo relaxada fazendo-se o uso do modelo mxed logt. Os resultados obtdos apontam para a mportânca de consderar a heterogenedade das preferêncas dos consumdores em exames que buscam estmar a propensão margnal a pagar pelas amendades, pos, tendo-se como base os testes de Hausman e a Razão de Verossmlhança, o mxed logt apresenta-se um método mas aproprado para exames desta natureza. Tanto as varáves de custo de mgração quando o fator de correção de erro mostrou-se sgnfcantes, ndcando que ambos componentes devem ser ncorporados no exame. Com relação ao estabelecmento de um rankng paras RMs, há a evdenca de uma sensbldade dos Rankngs às abordagens adotadas e as varáves ncluídas no exame, o que nos leva a ter nterpretações cautelosas dos resultados encontrados. Contudo, alguns padrões foram observados. A colocação da RM do Ro de Janero no rankng, que se manteve em segundo no rankng obtdo a partr da abordagem de Kahn (1995), do logt condconal e do mxed logt. E, consderando o rankng obtdo a partr do mxed logt, os resultados ndcam que as RMs do norte e nordeste, além da RM do Ro de Janero, estão mas servdas das amendades que foram consderadas no exame do que as demas RMs. Ressalta-se, porém, as lmtações do exame com relação à amostra consderada. Prmero, a amostra base para o exame é composta apenas dos móves alugados. Acredta-se que resultados mas robustos poderam ser obtdos com a expansão da amostra, nclundo também os trabalhadores que moram em 16

17 móves própros. Outra se refere aos dados das Plataformas de Coleta de Dados Meteorológcos, Hdrológcos e Ambentas (PCDs); no exame fo utlzado apenas as nformações coletadas a partr das plataformas localzadas nas captas dos estados das RMs. Como proposta para trabalhos futuros, pretende-se expandr os dados das Plataformas de coleta de dados clmátcos. Ou sea, utlzar os dados observáves das 206 Plataformas de Coleta de Dados Meteorológcos, Hdrológcos e Ambentas (PCDs) exstentes em todo o Brasl, e a partr de métodos de análse espacal, extrapolar esses dados para as RMs. Outra proposta é realzar um exame temporal, consderar o efeto das mudanças clmátcas ao longo do tempo. Com base nos resultados recomenda-se que tantos órgãos públcos quanto centstas econômcos em análses de pobreza e qualdade de vda local, ncorporem em suas análses tanto varáves econômcas quanto varáves de amendades, vsto que ambas nfluencam o bem-estar dos ndvíduos. Referêncas Bblográfcas Bayer, P.; Keohane, N.; Tmmns, C "Mgraton and Hedonc Valuaton: The Case of Ar Qualty," NBER Workng Papers 12106, Natonal Bureau of Economc Research, Inc. Dposnível em: Berry, S "Estmatng Dscrete Choce Models of Product Dfferentaton", RAND Journal of Economcs, 25, (2): Blomqust, G. C., Berger, M. C., e Hoehn, J. P New Estmates of Qualy of Lfe n Urban Areas. The Amercan Economc Revew. Vol. 78 (1), 1988, Blundell, R; Powell, J Endogenety In Semparametrc Bnary Response Models. Workng Paper, Departament of Economcs, Unversty College London. Bolmqust, C. G A Chapter for a Companon to Urban Economcs edted by Rchard Arnott and Danel McMllen. (Boston: Blackwell Publshng, forthcomng 2005) Cragg, M e Kahn, M New Estmates of Clmate Demand: Evdence from Locaton Choce. Journal of Urban Economcs 42, (1997). Cropper, L. M.; Deck, L; Kshor, N; McConnell, K. E Valung Product Attrbutes Usng Smgle Market Data: A Comparson of Hedonc and Dscrete Choce Approaches. The Revew of economcs and Statstcs, , Futa, M., and J. F. Thsse Industral Agglomeraton under Marshallan Externaltes. In Economcs of agglomeraton: Ctes, ndustral locaton, and regonal growth. Cambrdge: Cambrdge Unversty Press. Greenwood, M.: Gary L.; Rckman, D.; Treyz, G Mgraton, Regonal Equlbrum, and the Estmaton of Compensatng Dfferentals Amercan Economc Revew vol. 81, , December, Gyourko, Joseph and Joseph Tracy The Structure of Local Pubc Fnance and the Qualty of Lfe Journal of Poltcal Economy, vol. 99, , August, Kahn, M A Revealed Preference Approach for Rankng Cty Qualty Lfe. Journal of Urban Economcs, 38, , Krugman, P.; Futa, M.; Venables, A The Spatal Economy, Ctes, Regons, and Internatonal Trade. MIT Press (2001). McFadden, D "The measurement of urban travel demand," Journal of Publc Economcs, Monte, Danel The Amenty Cost of Margnal Clmate Change: The Case of Brasl. June, 2004, Yale Unversty. Nevo, A. (2000), A Practoner s Gude to Estmaton of Random-Coeffcent Logt Models of Demand, Journal of Economcs & Management Scence, Vol. 9, No. 4, Petrn, A.; K. Tran Omtted Product Attrbutes n Dscrete Choce Models. Manuscrpt, Department of Economcs, Unversty of Calforna, Berkeley,

18 Rauch, James E Productvty Gans from Geographc Concentraton of Human Captal: Evdence from the Ctes. Journal of Urban Economcs, 1993, 34:3, Revelt D. e Tran K "Mxed Logt wth Repeated Choces of Applance Effcency Levels." Revew of Economcs and Statstcs, Vol. LXXX, No. 4, , Roback, Jennfer Wages, Rents and the Qualty of Lfe. Journal of Poltcal Economcy. Decenber, 1982, 90 (6), Rosen, Sherwn Hedonc Prces and Implct Markets: Product Dfferentaton n Pure Competton. Journal Poltcal Economc. 82, n 1 (January/February), 1974, Rosen, Sherwn Wage-Based Indexes of Qualty of Lfe. In Curret Issues n Urban Economcs, edted by Peter Meszkowsk and Mahlon Straszhem. Baltmore: Johns Hopkns Unv. Press, Slvera Neto, R. M Preferênca Revelada e Arbtragem Espacal: Determnando um Rankng de Qualdade de Vda para as Regões Metropoltanas do Brasl. Anpec Regonal Norte-Nordeste, Tmmns, C "Estmatng the Amenty Costs of Global Warmng n Brazl: Gettng the Most from Avalable Data". Workng Papers 809, Economc Growth Center, Yale Unversty. Dsponívrl em: Tran, K Dscrete Choce Methods wth Smulaton. New York: Cambrdge nversty Press, Vllas-Boas, J., and R. Wner. (1999). Endogenety n Brand Choce Models. Management Scence, 45, Venables, A. (1996). Equlbrum Locatons of Vertcally Lnked Industres. Internatonal Economc Revew, v.37, n.2, p , mao,

19 Apêndce Tabela A1 Médas Mensas das Observações de Precptação e Temperatura para as RMs 1990 a 2006 Varáves Meda Desvo Padrão Mínmo Máxmo RJAN 6,57 3,35 2,74 11,42 RFEB 6,39 3,26 3,71 13,81 RMAR 7,11 3,69 3,17 14,59 RAPR 6,91 5,07 2,48 14,54 RMAY 5,44 3,76 0,95 10,08 RJUN 4,95 4,29 0,24 13,84 Chuva (cm) RJUL 3,89 3,09 0,19 10,12 RAUG 2,80 2,13 0,51 6,75 RSEP 3,24 1,36 0,74 5,31 ROCT 3,29 1,49 0,35 4,84 RNOV 4,08 2,25 0,36 8,09 RDEC 5,00 3,46 0,98 10,98 TJAN 25,26 2,28 21,03 27,40 TFEB 25,30 2,33 21,08 27,75 TMAR 24,88 2,61 20,12 27,21 TAPR 23,91 3,26 18,41 26,61 TMAY 22,14 4,48 15,18 26,65 Temperatura ( C) TJUN 21,23 4,83 14,30 26,72 TJUL 20,68 5,01 13,43 26,51 TAUG 21,35 4,54 14,60 26,76 TSEP 22,03 4,34 15,33 26,93 TOCT 23,46 3,54 17,52 27,33 TNOV 24,19 3,14 18,90 27,64 TDEC 24,96 2,62 20,47 27,82 Fonte: Elaboração da autora a partr dos dados do Insttuto Naconal de Meteorologa - INMET Tabela A2 Médas Anuas das Observações de Oxdo de Carbono (CO) e Materal Partcularzado decorrentes das quemadas (PM 2.5), Insolação (Horas), Umdade Relatva do Ar (%), Velocdade do Vento (m/s), precptação e temperatura para as RMs 1990 a 2006 Clma Meda Desvo Padrão Mínmo Máxmo CO 135,38 27,39 104,10 177,53 PM2.5 3,65 2,90 0,41 8,01 Insolação (Horas)* 5,60 0,95 5,07 7,81 Umdade Relatva Ar (%) 76,89 5,34 65,87 84,36 Velocdade Vento (m/s) 2,06 0,60 1,11 3,02 Geográfcas Meda Desvo Padrão Mínmo Máxmo Alttude Ponderada pela Área 283,71 375,58 14,60 808,90 Longtude Ponderada pela Área -42,54 5,73-51,21-34,93 Lattude Ponderada pela Área -16,36 10,25-29,91-1,40 Fonte: O Carbono (CO) e Materal Partcularzado decorrentes das quemadas (PM2.5) tem como CPTEC e os dados de Insolação (Horas), Umdade Relatva do Ar (%), e Velocdade do Vento (m/s) o INMET * Para a contablzação dos dados de Insolação fo retrado a RM do Ro de Janero por ter mutas nformações não observadas. 19

20 Tabela A3 - Resultados das Estmações das Equações de Aluguel para as RMs Varáves Belém Fortaleza Recfe Salvador Belo Ro de São Porto Curtba Horzonte Janero Paulo Alegre (Constant) 4,34 4,25 3,91 3,94 4,30 4,88 4,96 4,41 4,92 (0,01) (0,01) (0,01) (0,02) (0,01) (0,01) (0,01) (0,01) (0,01) NBANH -0,01 0,30 0,12 0,40 0,12 0,21 0,16 0,12 0,16 (0,01) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) DUMMYCAS -0,50-0,32-0,40-0,34-0,41-0,35-0,22-0,37-0,46 (0,01) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) NCONDORM 0,09 0,08 0,03 0,09 0,06 0,02 0,01 0,09 0,07 (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) NCOMOD 0,18 0,05 0,13 0,13 0,12 0,16 0,17 0,12 0,08 (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) PAR,ALV 0,31 0,28 0,51 0,06 0,16-0,19-0,34 0,13 0,18 (0,01) (0,00) (0,01) (0,02) (0,01) (0,01) (0,01) (0,00) (0,00) ELA 0,17 4,25 0,20 0,17 0,26 0,11 0,26 0,30 0,08 (0,01) (0,01) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) (0,00) N. Observações R 2 0,672 0,552 0,614 0,588 0,598 0,,502 0,,541 0,,599 0,,504 Fonte: Elaboração própra da autora. Tabela A4 - Resultados das Estmações das Equações de Dferencas de Saláros para as RMs 2004 Varáves Belém Fortaleza Recfe Salvador Belo Horzonte Ro de Janero São Paulo Curtba Porto Alegre AGRIC -0,1350-0,7820 1,0040-0,7940-0,2720-0,4930-0,8230-0,4490-0,7500 0,0310 0,0180 0,0470 0,0320 0,0140 0,0180 0,0240 0,0110 0,0240 CONST -0,2170-0,1700-0,2010-0,0439-0,2760-0,1840-0,2310-0,1400-0,2470 0,0160 0,0090 0,0100 0,0090 0,0070 0,0040 0,0080 0,0030 0,0090 COMERC 0,2100-0,1190-0,2660-0,2160 0,0385-0,1600-0,1340-0,0796-0,0919 0,0120 0,0070 0,0060 0,0070 0,0050 0,0030 0,0060 0,0020 0,0060 SERV 0,0231-0,0705-0,0838-0,1340-0,0355 0,1070-0,0117-0,0637 0,0218 0,0120 0,0060 0,0060 0,0060 0,0050 0,0030 0,0050 0,0020 0,0060 EMPCART 0,2520 0,0378 0,3680 0,1820 0,0964 0,2090 0,0984 0,1780-0,0050 0,0120 0,0060 0,0070 0,0070 0,0050 0,0040 0,0060 0,0020 0,0070 FUNCPUB 0,4430 0,5920 0,6320 0,6260 0,4830 0,3580 0,3930 0,3810 0,0142 0,0170 0,0110 0,0110 0,0130 0,0090 0,0050 0,0100 0,0040 0,0120 CONTPROP 0,1180 0,1090 0,2970 0,0146 0,1500 0,2330 0,2050 0,2670 0,0173 0,0130 0,0070 0,0080 0,0080 0,0060 0,0040 0,0070 0,0020 0,0080 EMPREG 0,2850 0,6990 0,9660 0,4500 1,1180 0,7520 0,7620 0,8700 0,6740 0,0230 0,0120 0,0130 0,0120 0,0080 0,0060 0,0090 0,0040 0,0110 IDADE 0,0103 0,0532 0,0166 0,0532 0,0073 0,0348 0,0155 0,0452 0,0352 0,0030 0,0010 0,0010 0,0020 0,0010 0,0010 0,0010 0,0000 0,0010 IDADE2 0,0000-0,0005 0,0000-0,0004 0,0000-0,0003-0,0001-0,0004-0,0003 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 0,0000 CORPELE 0,1880 0,1740 0,0628 0,2000 0,1220 0,1450 0,1160 0,1390 0,0541 0,0090 0,0050 0,0050 0,0060 0,0040 0,0020 0,0060 0,0020 0,0050 EST1A3 0,6310 0,2430-0,0710 0,1350 0,0847-0,1030-0,0260 0,1290-0,1830 0,0270 0,0110 0,0150 0,0210 0,0170 0,0080 0,0320 0,0040 0,0250 EST4A7 0,8100 0,5100 0,1820 0,4630 0,3400-0,0843-0,0726 0,2370 0,1590 0,0250 0,0100 0,0110 0,0200 0,0140 0,0070 0,0300 0,0040 0,0250 EST8A10 0,3930 0,5910 0,3380 0,5550 0,5100 0,1630-0,0390 0,4400 0,1640 0,0240 0,0100 0,0110 0,0200 0,0140 0,0070 0,0300 0,0040 0,0250 EST11A14 1,2230 0,8650 0,8330 0,7650 0,7970 0,5050 0,3420 0,6650 0,5140 0,0250 0,0090 0,0110 0,0200 0,0140 0,0070 0,0300 0,0040 0,0250 EST15MAI 2,1180 1,9430 1,5490 1,8770 1,7750 1,2060 0,9040 1,5530 1,4320 0,0260 0,0120 0,0120 0,0210 0,0150 0,0080 0,0310 0,0040 0,0250 CONST, 4,9900 4,3410 4,8840 4,3700 5,4770 5,3280 5,9510 4,9730 5,4330 0,0540 0,0290 0,0310 0,0380 0,0270 0,0140 0,0370 0,0100 0,0350 N, Observ, R2 0,537 0,517 0,484 0,433 0,500 0,460 0,453 0,409 0,390 Fonte: Elaboração própra da autora. 20