DINÂMICA DA CONCENTRAÇÃO DE MERCADO NA INDÚSTRIA BRASILEIRA, 996-003 Frederico Rocha * Sálua Bueo ** Luiza Nassif Pires *** Resumo O objetivo desse trabalho é estudar a mudaça a cocetração dos mercados da idústria brasileira de mieração e trasformação etre 996 e 003, realizado uma decomposição do ídice de Herfidahl-Hirschma em variação da distribuição do tamaho e do úmero de empresas. Os resultados obtidos sugerem que, a média, a idústria sofreu reduzida mudaça o período. Cotudo, apotam que, em um grupo de idústrias, as mudaças o ível de cocetração foram substaciais. Idicam também que a maior resposabilidade por essas mudaças está associada a alterações a desigualdade do tamaho, apesar de o período ter preseciado um forte movimeto de etrada de ovas empresas em diversos segmetos idustriais. Esses resultados sugerem a cofirmação de um grupo de hipóteses origiárias a literatura baseada a lei dos efeitos proporcioais. Palavras-chave: cocetração de mercado idústria brasileira JEL: L Abstract This paper aims at studyig chages i cocetratio i the Brazilia Miig ad Maufacturig idustries, from 996 to 003. The paper decomposes chages i Herfidahl-Hirschma idices ito chages i the size distributio ad umber of firms. The results show that average cocetratio has ot goe through great chages. However, a small group of idustries shows great differeces i cocetratio. I these cases chages i size distributio appear to have more importace tha chages i the umber of firms. The results cofirm some hypotheses made by the literature that deals with the Law of Proportioate Effects. Keywords: market cocetratio Brazilia idustry * Professor Adjuto do Grupo de Idústria e Competitividade do IE-UFRJ. Bolsista produtividade do CNPq. Edereço para correspodêcia: Istituto de Ecoomia UFRJ, Av. Pasteur, 50, Praia Vermelha, Rio de Jaeiro RJ 90-40. Tel: 387354, Fax: 54848, e-mail: fred.rocha@ufrj.br. ** Pesquisadora do Grupo de Idústria e Competitividade e alua de Pós-Graduação do IE-UFRJ. Bolsista FAPERJ, Aluo Nota 0. e-mail: saluabueo@gmail.com *** Alua IE-UFRJ. Bolsista PIBIC-CNPq. E-mail: luapi@yahoo.com.
INTRODUÇÃO Este artigo visa ao estudo da mudaça a cocetração dos mercados a idústria brasileira de mieração e trasformação etre 996 e 003. Adotado o ídice de Herfidahl-Hirschma como medida de cocetração, o trabalho procura focar a ateção em dois temas: (i) (ii) a variação do ível de cocetração; e a composição da variação etre distribuição do tamaho e úmero de empresas. O paradigma estrutura-coduta-desempeho (ECD) cosidera a cocetração como aspecto cetral a defiição das estruturas de mercado, represetado um papel importate a defiição do desempeho alocativo dos mercados. Os fatores estruturais são aqueles associados aos aspectos meos mutates as idústrias: cocetração, barreiras à etrada, diversificação e verticalização das empresas, difereciação de produto, cocorrêcia iteracioal. A maior parte desses elemetos apreseta iterdepedêcia e, de fato, a cocetração parece estar relacioada com a maior parte dos fatores. Ecoomias de escala devem defiir, por exemplo, cocetração e barreiras à etrada em simultâeo; barreiras à etrada cotrolam o úmero de empresas afetado a cocetração; verticalização pode servir como forma de cotrole de parcelas de mercado, etre outros. Assim, cocetração passou, muitas vezes, a ser usada como uma medida objetiva que resume as características estruturais da idústria. Cotudo, cocetração é apeas uma etre iúmeras características que represetam a estrutura de um determiado mercado (Scherer e Ross 990, Curry e George 983). A evolução do paradigma ECD coduziu, o etato, à costatação da edogeeidade de parte das variáveis de estrutura (Dosimoi et al. 984). Esse debate se deu em duas fretes. No lado empírico, há dois tipos de evidêcia que questioam a liearidade do argumeto do ECD. O primeiro trata da icapacidade de as codições básicas explicarem a cocetração de maeira uidirecioal, aida que estejam correlacioadas. Isso advém de dois fatos estilizados: o ível de cocetração de mercado é correlacioado com o ível de ecoomias de escala o ível da uidade fabril e da firma; cotudo, o ível de escala míima está aquém do ível de cocetração alcaçado a maior parte dos mercados. O segudo argumeto empírico é o fraco desempeho da cocetração como elemeto explicativo de variáveis de desempeho (Schmalesee 989). Do poto de vista teórico, a cotestação parte de modelos de teoria dos jogos que mostram a preveção à etrada e a proteção a parcelas de mercado das empresas estabelecidas como metas estratégicas da firma, defiido a edogeeidade da taxa de etrada e das parcelas de mercado das empresas (Tirole 988, cap. 8, Dixit 98). Em uma outra frete teórica, a lei dos efeitos proporcioais etede a cocetração como um resultado de elemetos estocásticos. Se as taxas de crescimeto das empresas, em uma população fixa, idepedem de seus tamahos, a variâcia das taxas de crescimeto ão apreseta tedêcia de variação com relação ao tamaho das empresas e ão há correlação das taxas de crescimeto o tempo, as empresas
aparecerão distribuídas em um formato log-ormal quato a seu tamaho (Caves 998). Nesse caso, assim como as extesões do modelo ECD, a cocetração aparece como um resultado de um processo de crescimeto e ão como determiate. Extesões da aálise para icluir etrada e saída de empresas mostram algumas relações iteressates. Em primeiro lugar, a etrada ocorre ormalmete em faixas de tamaho iferiores, em segudo, empresas de meor porte apresetam maior probabilidade de saída. O modelo de Sutto (000) é uma iteressate extesão da abordagem estocástica à distribuição do tamaho das firmas. O modelo procura desevolver um limite de cocetração iferior para as estruturas de mercado. Nesse caso, ele parte de uma distribuição de evetos que tederia a estabelecer uma curva de Lerer perfeitamete distribuída. A modelagem do crescimeto das empresas ocorre pelo preechimeto de oportuidades de crescimeto de igual tamaho. As oportuidades podem ser preechidas por empresas estabelecidas ou por etrates. Para aalisar essas possibilidades, o modelo apreseta duas hipóteses básicas. A primeira sugere que a probabilidade de aproveitameto de uma determiada oportuidade de egócio é ão decrescete o tamaho da firma. A seguda impõe que a probabilidade de etrada é costate ao logo do tempo e ocorre em reduzida escala, pelo aproveitameto da oportuidade em questão. Nesse cotexto, ele mostra que existe um ível míimo de cocetração e, portato, do formato da distribuição de tamaho que idepede do parâmetro de etrada de firmas. Nesse caso, a taxa de etrada afetaria somete o tamaho médio da empresa. Os dois ramos de literatura idicam, portato, que a cocetração é ão só uma variável que resume as características estruturais de um mercado, mas também como uma variável que cosolida iformações sobre forças em operação em determiado mercado, icluido variáveis estratégicas (o caso da ECD) e estocásticas (o caso da lei dos efeitos proporcioais e seus desdobrametos). Mais especificamete, sua evolução expressa as características da etrada líquida de empresas e a capacidade de firmas líderes protegerem e ampliarem suas parcelas de mercado. Nesse caso, coforme Dosimoi et al. (984), ídices de cocetração podem ter uma fução importate, pricipalmete se medidas de desempeho ão podem ser adequadamete observadas. O exame das mudaças a cocetração e das forças que cotribuíram para sua ocorrêcia parece ser relevate a evolução recete da idústria brasileira. Etre 996 e 003, a idústria de mieração e trasformação apresetou elevadas taxas de etrada de empresas, tedo o úmero de empresas se elevado em pouco meos de 30%. Em simultâeo, teve lugar uma forte atividade de fusões e aquisições, dissemiada em grade parte dos setores da idústria. Além disso, as grades empresas promoveram reovação em seu maquiário, em decorrêcia da abertura comercial. Nesse caso, ao adotar métodos mais eficietes, gaharam participação em seus mercados de atuação. É de se esperar, portato, mudaças a cocetração dos setores, de acordo com a combiação etre as forças de descocetração, proveietes da etrada líquida de empresas, e aquelas cocetradoras, associadas a mudaças iteras as parcelas de mercado das empresas (Rocha 004, Ferreira e Rossi 003, Schor 003). Trata-se a verdade de uma hipótese mais fraca do que a taxa de crescimeto igual. Ela impõe que a probabilidade de crescimeto absoluto (ão relativo como a lei de Gibrat) de uma empresa maior ão será meor do que o crescimeto de uma empresa de pequeo porte. O modelo fucioa com variações detro de determiados limites. 3
O restate do trabalho está dividido em três seções. Na seção, faz-se uma avaliação do ídice de Herfidahl-Hirschma como medida do ível de cocetração de mercados e procura-se explorar suas pricipais potecialidades e limitações. A seção 3 é voltada para a aálise dos resultados da exploração dos dados. Por fim, a seção 4 explora as pricipais coclusões do artigo. CONTEXTO ANALÍTICO.. ÍNDICES DE CONCENTRAÇÃO E O ÍNDICE DE HERFINDAHL-HIRSCHMAN Hall e Tidema (967) e Haah e Kay (977) listam uma série de características que devem ser atedidas por uma medida de cocetração. Ambos trabalhos partem do pricípio de que as medidas de cocetração devem tomar como base as parcelas de mercado de cada firma e devem cosiderar cocetração uma fução da desigualdade das parcelas de mercado e do úmero de firmas. 3 As razões de cocetração são os ídices de mais atiga utilização. Ele é defiido como k CR k = s i i=, em que s i é a parcela de mercado da i-ésima empresa e i=(,..,k,..) ordeado de maeira decrescete. O problema do ídice é que trata apeas de um poto a curva de cocetração cumulativa. Assim, existe perda de iformação a avaliação da cocetração por itermédio desse procedimeto (Curry ad George 983:07). Grade parte dos ídices de cocetração utilizados a literatura atede às propriedades listadas acima. Haah e Kay (977) desigam uma família de ídices que matêm essas características, desigada por 4 : α α si para α HK ( α ) = i () exp si l si para α = i 3 Podem, portato, ser listadas as seguites características desejáveis em ídices de cocetração: (i) ser uidimesioal, implicado ão produzir ambigüidades a comparação etre dois mercados distitos; (ii) idepedêcia da dimesão do mercado; (iii) trasferêcias de parcelas de mercado de uma firma de meor parcela para uma firma de maior parcela devem afetar positivamete o ídice de cocetração; (iv) um icremeto a cocetração cumulativa da firma i, sedo as firmas listadas em ordem decrescete de tamaho de,,..., i,... deverá aumetar a cocetração do mercado; (v) fusões etre duas firmas devem aumetar o ível de cocetração do mercado; (vi) a etrada de ovas firmas abaixo de um tamaho arbitrário deve reduzir a cocetração do mercado; (vii) se as firmas são divididas em K partes, etão, o ídice deve idicar uma cocetração ; (viii) quado a idústria é dividida em firmas de K igual tamaho, etão, o ível de cocetração deve ser uma fução decrescete de ; e (ix) se s i é a parcela de mercado da firma etrate e s i é decrescete, etão, a variação do ídice de cocetração também deve ser decrescete. HK 4 Na verdade, Haah e Kay (977) explora o úmero equivalete ( α ) = i α θ s i. 4
em que s i é a parcela de mercado da firma i. Adotado-se α=, obtém-se o ídice de Herfidahl-Hirschma (H): H = i s i () A escolha do valor de α é arbitrária. Quato maior seu valor, maior o peso cocedido às empresas de maior porte. Portato, em H, ao elevar ao quadrado a parcela de mercado de cada empresa, o ídice cocede maior peso às firmas maiores. A pricipal justificativa para a adoção do ídice H é a possibilidade de estabelecimeto de relação direta etre o seu valor e o ídice de Lerer, desde que adotadas as hipóteses comportametais Nash-Courot (Hay e Morris 989:), ou seja, H p CMg =, em que ε é a elasticidade da demada, p, o preço e CMg, o custo ε p margial médio do mercado, sedo que o lado direito da equação represeta o ídice de Lerer. O ídice H pode ser decomposto em duas parcelas para aalisar cocetração, ou seja, o grau de desigualdade das parcelas de mercado e o úmero de firmas o mercado. Deotado-se σ por variâcia, tem-se σ = s i em que, em que i é o úmero de firmas e é a média das parcelas de mercado. Como coseqüêcia: H H =. σ + (3) e ( CV ) + = (4) em que é a média ecv = σ, o coeficiete de variação e, portato, um idicador da distribuição de tamaho das firmas. 5 Percebe-se, aida, a partir de (4) que variações o 5 Resultado semelhate é obtido por Bajo e Salas (00), a partir de um ídice geral de desigualdade de etropia represetado por: em que i substituido em (), eles obtêm + IGE () H =. α X i ( ) para α 0 e α α X X IGE ( α) = l para α = 0 X X i X i l para α = X X X é a reda da firma i e X é a reda média das firmas da idústria. A partir de α= e 5
úmero de empresas iflueciam a dispersão do tamaho, a medida em que alteram a média. Portato, um aumeto de, matida costate a variâcia, pode resultar em icremeto da desigualdade. O grade problema é cohecer o tamaho relativo da etrada. Deotado-se o umerador da equação (4) por ϕ ( CV ), pode-se obter ( + g )( ( CV ) H ϕ = ( + g H ) = H 0 ( + g ) diâmica do ídice H: ϕ { g H = g g { { Taxa de Crescimeto do Herfidahl Efeito Desigualdade e com um pouco de álgebra, chega-se à equação Efeito Etrada líquida ( g g ) g ϕ + g 443 4 ϕ (5) Efeito Iteração A equação (5) decompõe a variação do ídice de Herfidahl-Hirschma em três parcelas. 6 A primeira é associada à variação da dispersão dos tamahos das empresas da idústria. A seguda reflete a variação do úmero de empresas e a terceira é um termo de iteração, que assume valor egativo sempre que g ϕ > g e positivo se o iverso for verdadeiro.. DINÂMICA DOS ÍNDICES DE CONCENTRAÇÃO A equação (5) procura dar cota de uma crítica freqüetemete levatada quato ao fucioameto dos ídices de cocetração: seu caráter emietemete estático. Isso se deveria à falha em captar adequadamete a habilidade de as firmas líderes deterem a etrada ou impedirem a deterioração de suas fatias de mercado. Cotudo, grade parte dos trabalhos avaliados demostra elevada correlação etre variação de medidas de cocetração e variáveis represetativas de poder de mercado. Grossack (965) e Gort (963) procuram medir poder de mercado pela capacidade de uma empresa mater ou ampliar sua parcela de mercado. A medida alterativa escolhida para avaliação é o coeficiete da regressão das parcelas de mercado do período 0 sobre as parcelas de mercados o período, represetada por b = x x i,0 i, i= xi, 0 i=, sedo ( s s ) x i, t i, t i, t =, em que s i, t é a parcela de mercado da firma i, o período, t, e s it a média das parcelas de mercado. Se b é maior do que, as grades empresas do período 0 terão ampliado suas parcelas de mercado. Se b é meor do que, terão dimiuído. De maeira equivalete, por produto dos mometos, 6 Essa equação deve ser comparada com gh = g ϕ g de Bajo e Salas (00), obtida a partir da equação (3), passada para base logarítmica e derivada em relação ao tempo. O termo adicioal presete em (4) é o efeito iteração que advém do fato de se estar trabalhado com tempo discreto, em vez de cotíuo. De fato, Bajo e Salas (004) testam a equação para a ecoomia espahola, por meio de variação cotíua do tempo. O resultado apreseta um valor residual, equivalete ao terceiro termo da equação (4). 6
σ b = r (6) σ 0 em que r é o coeficiete de correlação etre as parcelas de mercado dos dois períodos e σ t, desvio padrão o período t. A partir da equação (3), tem-se que σ = H. De maeira que: H b = r (7) H 0 0 0 A partir da equação (7) etede-se que a medida utilizada por Grossack (965) para represetar utilização do poder de mercado é uma fução do ídice de Herfidahl- Hirschma. Deve-se acrescetar que a aplicação empírica em mais de 00 setores da idústria de trasformação dos EUA, Grossack (965) ecotra apeas dois setores com r<0,8, o que tora grades variações do desvio padrão suficiete para obter valores de b maiores do que..3 BASE DE DADOS Esse trabalho utiliza a receita líquida de vedas por empresa da Pesquisa Idustrial Aual do IBGE (PIA) o período de 996 a 003 como variável para mesuração das parcelas de mercado das empresas. Arbitrou-se por restrigir a aálise ao ível de três dígitos da Classificação Nacioal de Atividades Ecoômicas. 7 Opções por íveis de agregação mais elevados estão sujeitas ao erro de se defiir o mercado relevate de maeira ampla demais, subestimado a cocetração. Ademais, pricipalmete o caso brasileiro em que o grau de diversificação das firmas é reduzido o locus da cocorrêcia deverá ser determiado em íveis de agregação meos elevados. O Ceso Cadastro de 994 apreseta dados sobre a diversificação das atividades empresariais a idústria de trasformação. Cerca de % das empresas atuam em mais de um grupo, sedo resposáveis por cerca de 8% da receita total da idústria de trasformação. Assim, a utilização do grupo como uidade de aálise idica um risco iferior a 8% de estar somado uma receita ao setor errado. A utilização de classe (quatro dígitos) coduz a possíveis erros a alocação da receita. O critério de defiição da receita em determiado setor está associado à declaração da pricipal atividade da uidade ivestigada pelo IBGE. Assim, a escolha da classe poderá icluir o erro de defiir uma receita muito ampla para um determiado setor e muito estreita para outro. 7 A classificação de três dígitos da CNAE iclui 06 setores idustriais. Cotudo, para dois setores ão há dispoibilidade de dados a PIA (setores com meos de três empresas). Logo, o trabalho aqui realizado avaliou 03 setores. A utilização de fotes estatísticas oficiais estabelece limitações quato à delimitação do mercado. O recorte do mercado relevate é defiido pelo tipo de classificação setorial utilizada. Como efatizado por Hay e Morris (99:07), as classificações de orgaismos estatísticos oficiais estão ormalmete formuladas pelo critério de similaridade do lado da produção e ão por critérios de substituição da demada. A Classificação Nacioal de Atividades Ecoômicas (CNAE), utilizada pelo IBGE, ão é exceção. 7
3 RESULTADOS A primeira perguta a ser respodida esse trabalho é se o período em questão registrou icremeto de cocetração a idústria de mieração e trasformação o Brasil. Deve-se otar que a cocetração média, quado medida a três dígitos, ão é muito elevada. A Tabela apreseta a evolução da cocetração média da idústria para os aos de 996, 000 e 003. O úmero equivalete de empresas, represetado por H, é próximo a dez, sugerido que o ível de cocetração médio dos mercados idustriais é equivalete ao de dez empresas de igual porte atuado o mercado. A razão de cocetração sugere um valor compatível ao obtido pelo ídice H, a medida em que as quaro maiores empresas do mercado, em média alcaçam pouco mais de 40% do mercado. Em média, portato, ão parece ter ocorrido elevada cocetração o país. Quado se avaliam os setores em diferetes faixas de cocetração, o quadro parece cofirmar que poucos setores registraram grades saltos de cocetração. A Tabela mostra a distribuição das idústrias por faixas de cocetração, de acordo com o ídice H. As três primeiras faixas de cocetração foram elaboradas a partir dos critérios adotados pelo Mergers Guidelies da Federal Trade Comissios dos EUA. 8 A última faixa de cocetração se refere a estruturas de mercado com úmero equivalete de empresas iferior a. Fica claro que a grade maioria das idústrias apreseta baixo ível de cocetração, ão fazedo parte do que seria a faixa regulável para fusões de acordo com as autoridades de defesa da cocorrêcia. 9 Tabela Evolução da Cocetração Média a Idústria de Mieração e Trasformação, Brasil, 966, 000, 004* 996 000 003 H médio 0,0934 0,057 0,0974 φ médio 6,379 34,984 38,085 médio 0856 4778 37547 CR4 médio 0,48 0,496 0,40 Fote: Elaboração própria a partir de IBGE, Pesquisa Idustrial Aual. * é a taxa de crescimeto do úmero de empresas, H é o ídice de Herfidahl-Hirschma, φ é o idicador de variâcia do tamaho e CR4, a razão de cocetração das quatro maiores empresas. Percebe-se também estabilidade o ível de cocetração médio ao logo do tempo. Das 03 idústrias aalisadas, 77 permaeciam, em 003, a mesma faixa de cocetração em que se ecotravam em 996. De fato, o teste de difereça de médias dos ídices de cocetração Hirschma-Herfidahl em 996 e 003 obtém uma estatística z=0,06, matedo a hipótese de médias iguais. Ademais, a correlação etre o ídice de Herfidahl-Hirschma de 996 e o de 003 é de 0,795 e sigificativa a %. 8 Na faixa de H<0,, os atos de cocetração ão são submetidos à averiguação da FTC; em faixas de cocetração de 0, a 0,8, os atos de cocetração que impliquem aumeto do ídice maior ou igual a 0,0 são objetos de averiguação; a partir de 0,8, atos de cocetração que impliquem variações de H iguais ou superiores a 0,05 são averiguados. 9 A Tabela usa o critério de defesa da cocorrêcia. Deve-se refletir, cotudo, que esse critério deve ser aplicado com a adequada defiição de mercado relevate, trabalho ão realizado aqui. Note-se que o ível de cocetração médio ecotrado a três dígitos (mais ou meos 00 setores) é semelhate ao ídice de cocetração ecotrado os EUA para setores desagregados a quatro dígitos (mais de 00 setores idustriais), de acordo com Pryor (00) a partir de estatísticas do Ceso orte-americao. 8
Tabela Distribuição do Número de Idústrias por Faixas de Cocetração, Brasil, 996 e 003 Faixa de Cocetração 003 Faixa de Cocetração 996 H meor que 0, 0,<H<0,8 0,8<H<0,5 Maior que 0,5 Total geral H meor que 0, 66 0 76 0, H<0,8 5 7 3 0,8 H<0,5 5 5 5000 ou mais Total geral 68 03 Fote: Elaboração própria a partir de IBGE, Pesquisa Idustrial Aual. Cotudo, ão é desprezível o úmero de idústrias que saltaram de faixa de cocetração. Oito idústrias passaram para faixas de cocetração iferiores e 8 foram para superiores. Portato, a estabilidade média ecotrada a Tabela parece ser coseqüêcia de compesações de tedêcias difereciadas etre os setores. O Gráfico mostra que, em 54 setores, houve aumeto da cocetração, equato, em 49, houve dimiuição da cocetração, medida pelo ídice H. Em 44 setores, as variações, para mais ou para meos, são desprezíveis, ou seja, meos de 0,0 poto do ídice H. Em 8 setores a cocetração variou mais 0,05 poto do ídice H e, em 0, mais de 0, poto. Nesses setores, as variações a cocetração estão loge de poderem ser cosideradas desprezíveis. Gráfico Distribuição dos Setores a Três Dígitos da CNAE de Acordo com a Dimesão da Variação da Cocetração Segudo o Ídice de Herfidahl- Hirschma 5 0 0 8 5 5 0 8 0 6 5 4 0 DH<-0, -0, < DH < - 0,05-0,05 <DH< - 0,0-0,0< DH < 0,00 0,00< DH < 0,0 0,0< DH < 0,05 0,05 < DH < 0, 0, < DH Fote: Elaboração própria a partir de IBGE, Pesquisa Idustrial Aual. O quadro parece um pouco mais diâmico quado se procura verificar os diferetes compoetes da cocetração, ou seja, quado se aalisam em separado o úmero de empresas a distribuição de tamaho de cada idústria. Houve um aumeto de 9
7% o úmero de empresas 0 e um forte icremeto da estatística φ, ou seja, aumeto a dispersão de tamaho das empresas da idústria (ver Tabela ). Seteta e cico dos 03 setores avaliados apresetam sial positivo para a variação da compoete de desigualdade, φ (ver Tabela 3). Ao mesmo tempo, a grade maioria dos setores apreseta etrada líquida de empresas. Em apeas 9 dos 03 setores, ão há etrada líquida de empresas. Já o termo iteração apreseta sial egativo, ou seja, a taxa de crescimeto da desigualdade é superior à taxa de crescimeto do úmero de empresas, em 55 casos, e sial positivo, ou seja, a taxa de crescimeto do úmero de empresas supera a taxa de crescimeto da desigualdade em 48 setores. Em 74 setores os siais do efeito desigualdade e do efeito etrada líquida são ivertidos, desses, sesseta e cico apresetam crescimeto da desigualdade e do úmero de empresas, equato em oito há decréscimo da desigualdade e do úmero de empresas. A correlação etre o efeito desigualdade e o efeito etrada líquida de -0,34, sigificativa a 5%, ou seja, a maior parte dos casos, quado há uma forte etrada de empresas, ocorre um aumeto da desigualdade, compesado o efeito global da etrada de empresas sobre o ídice de cocetração. Tabela 3 Sial dos Termos da Equação de Variação do H os 03 Setores da Idústria de Mieração e Trasformação Faixas de Variação Efeito Etrada líquida de H Negativo Positivo Sial do Efeito Sial do Efeito Desigualdade Total Desigualdade Total Total Negativo Positivo Negativo Positivo ΔH<-0, 3 4 4-0, < ΔH < -0,05 3 5 8 8-0,05 <ΔH < -0,0 0 4 4 5-0,0< DH < 0,00 3 6 9 3 3 Total Negativo 9 6 45 4 4 49 0,00< DH < 0,0 6 6 4 0 0,0< DH < 0,05 6 6 8 0,05 < DH < 0, 7 7 3 3 0 0, < DH 4 4 6 Total Positivo 0 39 39 5 0 5 54 9 65 84 9 0 9 03 Fote: Elaboração própria a partir de IBGE, Pesquisa Idustrial Aual. O Gráfico apreseta os efeitos distribuição, etrada líquida e iteração distribuídos por setor da idústria de mieração e trasformação. Os setores estão ordeados pela taxa de crescimeto do ídice H, de modo que, à esquerda, têm-se os setores com maiores taxas de decréscimo da cocetração e, à direita, os setores com maiores taxas de crescimeto da cocetração. A observação do Gráfico permite perceber que a relativa estabilidade dos ídices de cocetração, deotada pela observação do crescimeto do ídice H, parece ser resultado de um quadro bastate 0 A taxa de crescimeto do úmero de empresas foi superior a 0% em 6 setores. Deve-se destacar que correlação etre o efeito desigualdade e a variação do ídice H é mais forte do que a correlação etre o efeito etrada líquida e a variação do ídice H, respectivamete 0,78 e 0,85. 0
diâmico sob o poto de vista de etrada e saída de empresas e gahos e perdas de parcelas de mercado. Na maioria dos casos, o efeito etrada líquida assume valor egativo e o efeito desigualdade, positivo. Etre os setores de maior crescimeto da cocetração, todos apresetam efeito desigualdade positivo, ou seja, em todos eles houve aumeto da desigualdade e apeas quatro apresetam o efeito etrada líquida positivo. Em apeas dois etre os 54 setores que tiveram variações positivas do grau de cocetração houve efeito desigualdade egativo, mesmo assim com taxas de variação muito pequeas (ver também aexo ). Nos dez setores que mais se descocetraram relativamete, o efeito desigualdade também apareta ter represetado um papel relevate. Ele é egativo e superior em módulo ao efeito represetado pela etrada em sete setores. Em apeas três setores, ele apreseta sial positivo. Apeas esses casos, a etrada de empresas tem um papel defiitivo a determiação da taxa de decréscimo da desigualdade. Chama-se a ateção também que o efeito etrada líquida é positivo, ou seja, a etrada líquida é egativa, em um caso. Isso sugere que a etrada de empresas o período, apesar de forte, ão represeta um papel determiate a defiição da variação da taxa de cocetração. O efeito etrada líquida ão parece, portato, ser determiate da cofiguração das estruturas de mercado. Dos sete setores de maior taxa de variação do úmero de empresas, apeas quatro tiveram Δ H egativo. Os outros três apresetaram aumeto da cocetração, ou seja, mesmo quado a etrada é itesa, a compesação forecida pelo aumeto da desigualdade e pela iteração etre os dois efeitos parece poder reverter a situação. O efeito iteração só parece ser relevate os extremos e pricipalmete os setores de maior taxa de descocetração. Nos setores de baixa variação da cocetração, há reduzida relevâcia. 3. DISCUSSÃO Os resultados apresetados aqui sugerem um grade movimeto de etrada de empresas, ão ecessariamete acompahado de um decréscimo do ível de cocetração. Ao mesmo tempo, apotam para o efeito desigualdade como pricipal determiate das mudaças a cocetração de mercado. A evidêcia parece combiar com avaliações ateriores presetes a literatura. A literatura sobre a lei dos efeitos proporcioais sugere que a etrada se dá ormalmete em faixas de tamaho reduzido. Coforme ressaltado pelas características do ídice H, a etrada em pequea escala tem reduzido efeito o ídice e esse efeito tede a decrescer com a quatidade de firmas etrates. Ao mesmo tempo, o resultado parece coicidir com o trabalho de Sutto (000). Baseado em abordagem da lei dos efeitos proporcioais, Sutto (000) sugere existir um ível míimo de cocetração que idepede da taxa de etrada de firmas. O modelo de Sutto (000) ão abarca etrada em grade escala. Possivelmete, esse caso, poderá haver elemetos que iflueciem a distribuição do tamaho das empresas. É iteressate observar, porém, que o período aalisado coicide com um forte movimeto de fusões e aquisições. A aquisição de empresas já atuates o mercado propiciou a etrada de empresas em grade escala a partir da compra de ativos, pricipalmete o caso em que as empresas adquiretes eram multiacioais (ver Rocha 004).
Assim, as variações quato à cocetração ficam depedetes das variações a distribuição de tamaho das empresas e, portato, do processo de crescimeto das empresas. Nesse caso, algus efeitos podem ser defiidos. A capacidade de expasão ou cotração das parcelas de mercado das empresas líderes tem ifluêcia direta sobre a distribuição do tamaho das empresas. A hipótese formulada por Sutto (000) de probabilidade uiforme de aproveitameto de ovas oportuidades por parte de empresas de distitos tamahos serve aturalmete como limite iferior da ifluêcia do processo de expasão das empresas sobre a cocetração. Nesse caso, a tedêcia seria o estabelecimeto de uma distribuição uiforme de tamaho das empresas. Na medida em que o aproveitameto de ovas oportuidades cresce com o tamaho das empresas, a tedêcia à desigualdade se eleva. Esse é o caso específico da lei de Gibrat. Os diversos isucessos da formulação da lei de Gibrat, pricipalmete quado apeas associada a elemetos estocásticos tora esse tipo de abordagem pouco producete para a explicação e a variedade de efeitos sobre a distribuição do tamaho, verificados o Gráfico, parece deotar essa evidêcia. A busca de explicações alterativas associadas pricipalmete ao efeito do progresso técico sobre as estruturas parece ser uma forma adicioal de aálise. Tato a abordagem de Sutto (000) focada a ecessidade de ivestimetos em custos edógeos, quato a outras abordages relacioadas com ciclo tecológico parecem ser avaços iteressates a serem seguidos, mas que fogem ao escopo proposto para este trabalho (ver Caves 998 e Gort e Klepper 98).
Gráfico Efeitos Distribuição, Etrada líquida e Iteração os 03 Setores Ordeados por Taxa de Crescimeto do Ídice H 6 4 Taxas de Crescimeto 0-4 7 0 3 6 9 5 8 3 34 37 40 43 46 49 5 55 58 6 64 67 70 73 76 79 8 85 88 9 94 97 00 03-4 -6 Setores Ordeados por Variação de H Efeito Desigualdade Efeito Etrada Líquida Efeito Iteração Fote: Elaboração própria a partir de IBGE, Pesquisa Idustrial Aual. 3
4 CONCLUSÕES Este artigo buscou avaliar a mudaça a cocetração de mercado a idústria de trasformação e mieração brasileira a partir de uma decomposição do ídice de Herfidahl-Hirschma que possibilita a avaliação em separado da ifluêcia do efeito associado à etrada de ovas empresas e do efeito relacioado com a distribuição do tamaho das empresas. Os resultados obtidos sugerem que, a média, a idústria sofreu reduzida mudaça o período. Cotudo, apotam que, em um grupo de idústrias, as mudaças o ível de cocetração foram substaciais. Idicam também que a maior resposabilidade por essas mudaças está associada a alterações a desigualdade do tamaho, apesar de o período ter preseciado um forte movimeto de etrada de ovas empresas em diversos segmetos idustriais. Esses resultados parecem estar em sitoia com a literatura sobre mudaça estrutural. Mais especificamete, o artigo chama a ateção para a validade de algumas hipóteses formuladas por abordages que tiveram origem a lei de efeitos proporcioais. O artigo sugere, o etato, que os efeitos sobre a desigualdade devem ser ivestigados em maior profudidade, levado-se em cosideração, pricipalmete, as relações com a diâmica tecológica presete em cada mercado. 5 BIBLIOGRAFIA. Bajo, O. e Salas, R. Iequality Foudatios of Cocetratio Measures. A Applicatio of the Haah-Kay Idices. Spaish Ecoomic Review. 4, 3-36, 00.. Decomposig Chages i Idustry Cocetratio. The Empirical Ecoomic Letters 3(6), 3-39, 004. 3. Caves, R. Idustrial Orgaizatio ad New Fidigs o the Turover ad Mobility of Firms. Joural of Ecoomic Literature 36(4), 947-98, 998. 4. Curry, B e George, D. Idustrial Cocetratio: A Survey. The Joural of Idustrial Ecoomics 3(3), 03-55, 983. 5. Dixit, A. The role of ivestmet i etry deterrece. Ecoomic Joural, 7, 95-06, 980. 6. Dosimoi, M. P., Geroski, P. e Jacquemi, A. Cocetratio Idices ad Market Power: Two Views. The Joural of Idustrial Ecoomics 3(4), 49-434, 984. 7. Ferreira, P. e Rossi, J. (003) New Evidece from Brazil o Trade Liberalizatio ad Productivity Growth. Iteratioal Ecoomic Review 44(4), 383-405. 8. Gort, M. Aalysis of Stability ad Chages of Market Shares. The Joural of Political Ecoomy. 7(), 5-63, 965. 9. Gort, M. e Klepper, S. Time Paths i the Diffusio of Product Iovatio. The Ecoomic Joural 9(3), 630-653, 98. 0. Grossack, I. Towards a Itegratio of Static ad Dyamics Measures of Idustrial Cocetratio. The Review of Ecoomics ad Statistics 47(3), 30-308, 965.. Hall, M. e Tidema, N. Measures of Cocetratio. Joural of the America Statistical Associatio 6(37), 6-68, 987.. Haah, L. e Kay, J. Cocetratio i Moder Idustry. Macmilla, Lodo, 977. 4
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Aexo Ídice de Herfidahl Decomposição da Taxa de Crescimeto CNAE 996 003 Efeito Desigualdade Efeito Etrada líquida Efeito Iteração Variação da H 00 0,353 0,36 0,399-0,6667 0,070-0,605 0,05 0,36,3873 -,88,056-0,3748 3 0,406 0,4009-0,944 0,837-0,004-0,03 3 0,300 0,380 0,9584 0,3333 0,6459,9376 4 0,0083 0,008 0,39-0,337 0,0039-0,05 4 0,0677 0,0349-0,370-0,333 0,564-0,4839 5 0,099 0,030 0,6795-0,5695-0,0399 0,070 5 0,0476 0,0646 0,4943-0,00-0,0359 0,3583 53 0,0800 0,608,039-0,0964-0,0974,00 54 0,067 0,03-0,4934-0,4739 0,30-0,6563 55 0,094 0,03-0,00-0,4450 0,43-0,39 56 0,097 0,0475,386 0,079 0,05,49 57 0,0678 0,0473-0,97-0,575 0,0475-0,307 58 0,036 0,0485,5094 0,057 0,040,565 59 0,0388 0,303 3,909-0,776-0,6548,3584 60 0,358 0,4-0,076-0,3433 0,07-0,33 7 0,0859 0,080 0,004-0,0733 0,0048-0,066 7 0,0333 0,058-0,0798-0,880 0,044-0,54 73 0,099 0,0460,0484 0,45 0,503,33 74 0,0905 0,5,9399 -,3596-0,905 0,6697 75 0,00 0,0-0,686 0,975 0,0 0,04 76 0,0 0,03 0,855-0,0047-0,0008 0,800 77 0,044 0,0306 0,596-0,85-0,0558 0,553 8 0,0033 0,0034 0,3957-0,3368-0,048 0,0440 8 0,077 0,077 0,8554-0,893-0,060 0,5600 9 0,035 0,058 0,9958-0,0445-0,0406 0,907 9 0,04 0,07 0,764-0,3959-0,045 0,638 93 0,069 0,07 0,848-0,5707 0,40-0,457 0 0,004 0,0034 0,0334-0,509 0,0436-0,739 0 0,04 0,075,89-0,480-0,8 0,5330 0,695 0,3088,6709-0,4667-0,383 0,8 0,064 0,88 0,634 0,84 0,007 0,8505 3 0,039 0,0573,0063-0,68-0,0930 0,7964 4 0,0364 0,07-0,44-0,999 0,09-0,4033 0,05 0,03 0,004-0,495 0,089-0,64 0,040 0,040 0,689-0,75 0,0004-0,003 3 0,0985 0,543 0,68 0,588 0,469 0,5675 3 0,903 0,8435 0,430-0,533 0,035-0,0660 34 0,008 0,08 0,48 0,398 0,70 0,6786 4 0,079 0,043 0,7776-0,55-0,087 0,544 4 0,0709 0,40,809-0,974-0,9055 0,9764 43 0,0583 0,0576 0,339-0,3509 0,0047-0,033 44 0,604 0,669-0,497-0,707 0,063-0,359 45 0,078 0,00 0,3683-0,058-0,077 0,347 46 0,090 0,088 0,398-0,695-0,033 0,955 47 0,474 0,08 0,07-0,4733 0,433-0,307 48 0,0439 0,04-0,999-0,458 0,068-0,453 49 0,099 0,069-0,94-0,360 0,57-0,434 5 0,0798 0,0534-0,3037-0,0400 0,03-0,3305 5 0,005 0,0046 0,3683-0,54 0,055-0,007 6
6 0,0853 0,0840 0,567-0,5863 0,0087-0,049 6 0,0545 0,0834 0,748 0,36 0,34 0,5308 63 0,00 0,003 0,5797-0,5668-0,0046 0,008 64 0,087 0,047 0,6544-0,534-0,08 0,399 69 0,04 0,046 0,0099-0,5434 0,878-0,3457 7 0,78 0,0389 0,974-3,63,70-0,6957 7 0,088 0,0884 0,377-0,360-0,0004 0,003 73 0,05 0,0796 0,747 0,460 0,37 0,5579 74 0,070 0,0545-0,08-0,893 0,0676-0,335 75 0,034 0,036,7070-0,097-0,579,4395 8 0,038 0,07-0,304-0,835 0,3-0,467 8 0,07 0,0344-0,3765-0,9 0,5-0,575 83 0,0056 0,03,765-0,644-0,338,870 84 0,0305 0,0387 0,6788-0,306-0,0870 0,7 89 0,03 0,07 0,3040-0,473 0,0543-0,48 9 0,036 0,0370 0,5095-0,887-0,0495 0,73 9 0,05 0,004 0,058-0,548 0,705-0,34 93 0,0453 0,0984,6746-0,34-0,70,70 94 0,0353 0,0530 0,995-0,399-0,650 0,500 95 0,68 0,7,330-0,759-0,64 0,807 96 0,057 0,00-0,34 0,0593-0,078-0,3007 97 0,38 0,37-0,3787 0,3077-0,036-0,06 98 0,634 0,300 0,4786-0,8594 0,760-0,048 30 0,39 0,456,58 0,438,096,685 30 0,0753 0,004 0,350-0,08-0,0043 0,333 3 0,0 0,39 0,573-0,089-0,066 0,998 3 0,0808 0,79 0,6933-0,60-0,0736 0,4596 33 0,0889 0,03-0,608-0,009 0,0644-0,6383 34 0,5 0,4-0,373-0,3600 0,89-0,5054 35 0,080 0,444 0,904-0,0790-0,060 0,76 36 0,930 0,59 0,573-0,963-0,0505 0,705 39 0,075 0,0457 0,777 0,93 0,98 0,668 3 0,9 0,035-0,379-0,449 0,94-0,464 3 0,6 0,859 0,358 0,0784 0,037 0,4738 33 0,0789 0,084 0,0486 0,069 0,00 0,0665 33 0,033 0,0365 0,086-0,0948-0,0099 0,040 33 0,047 0,066 0,878-0,3054-0, 0,400 333 0,050 0,0488 0,49-0,746 0,0074-0,043 334 0,0463 0,05-0,0006 0,0960 0,00 0,056 335 0,05 0,006-0,044-0,074 0,0064-0,0894 34 0,56 0,704 0,0387-0,5333 0,70-0,36 34 0,380 0,45 0,466-0,909 0,97-0,57 343 0,070 0,088 0,473-0,970-0,040 0,35 344 0,04 0,08 0,48-0,5607 0,05-0,093 345 0,030 0,0066-0,5990 0,088-0,030-0,493 35 0,365 0,0707-0,63-0,977 0,088-0,703 35 0,478 0,498,4409 -,0357-0,749 0,6903 353 0,386 0,64,980-0,434-0,65 0,603 359 0,569 0,9,394-0,500-0,39 0,8555 36 0,0043 0,0037 0,033-0,747 0,0369-0,345 369 0,09 0,0097 0,0930-0,4490 0,03-0,457 37 0,648 0,6 0,807-3,7500,879-0,754 37 0,0573 0,084 0,9664-5,76 3,476-0,6786 7