Crescimento econômico nas cidades mØdias brasileiras · Crescimento econômico nas cidades...
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1. Introdução
O objetivo deste trabalho é examinar em que medida algumas carac-terísticas estruturais afetaram o desempenho das cidades médias brasilei-ras no período 1970/90 em termos de crescimento econômico. Este traba-lho vem se somar a um conjunto de pesquisas voltadas para o exame darecente evolução de características sociais e econômicas das cidades mé-dias brasileiras, realizadas no âmbito do projeto Crescimento Econômicoe Desenvolvimento Urbano, tendo em vista a destacada função desse gru-po de cidades para o processo de desconcentração urbana verificado nasúltimas três décadas.1
O estudo se inspira em trabalhos semelhantes desenvolvidos para oNational Bureau of Economic Research (NBER) objetivando testar algu-mas teorias de crescimento econômico usando como base de informaçõesas cidades.2
A experiência de crescimento econômico, medido pelas variações dopessoal ocupado e do rendimento total das famílias naquelas cidadesocorridas nos 20 anos do período examinado, é bastante variada, como sepode ver nas estatísticas descritivas das variáveis, reproduzidas na Seção 3.O período considerado compreende uma fase inicial na qual houve um
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* Artigo publicado na revista Nova Economia, Belo Horizonte, UFMG, v. 9, n. 1, jul. 1999. Os estagiá-rios Gheisa Roberto Telles Esteves, aluna de Economia da Uerj, e Denis Paulo dos Santos, aluno deEstatística da Ence/IBGE, colaboraram na elaboração do mesmo.
1 Para uma análise do desenvolvimento demográfico dos centros urbanos que em 1970 tinham po-pulação entre 50 mil e 250 mil habitantes, ver Andrade e Serra (1998). Para uma análise da estruturaeconômica desses mesmos conjuntos de cidades médias de 1970, ver Andrade e Lodder (1979).
2 Ver, por exemplo, o artigo de Glaeser et alii (1992) e o Texto para Discussão de Glaeser, Scheinkman eShleifer (1995).
Crescimento econômiconas cidades médias
brasileiras
Thompson Almeida AndradeRodrigo Valente Serra
CAPÍTULO 6
*
grande crescimento na economia brasileira, interrompido em 1982, seguidanos anos posteriores por taxas de crescimento anuais que nada lembrama década do milagre econômico dos anos 70. Também variadas são as ca-racterísticas das 128 cidades médias aqui consideradas, por possuíremuma população urbana entre 100 mil e 500 mil habitantes em 1991.3 Essadupla diversidade é importante para que sejam testados alguns fatoresaos quais se atribuem a capacidade de explicar o desempenho diferencia-do em termos de crescimento econômico.
As cidades são exemplos de economias abertas em que os fluxos dosfatores de produção geralmente têm ampla mobilidade. Por isso mesmo,são casos para os quais parecem perfeitamente adequadas algumas hipóte-ses do modelo econômico neoclássico. Tal como fazem Glaeser, Scheinkmane Shleifer (1995), o modelo aqui utilizado é de natureza neoclássica epressupõe a existência implícita de uma função de produção agregadapara as cidades, da qual decorre que o seu produto máximo depende daintensidade no uso dos fatores de produção disponíveis na mesma. A Se-ção 2 reproduz, a título informativo, a estrutura do modelo que serve debase para as análises feitas por aqueles autores e as aqui relatadas, confor-me desenvolvida em Glaeser, Scheinkman e Shleifer (1995).4 A Seção 3define as variáveis utilizadas no atual estágio do trabalho e descreve a se-leção da amostra de cidades.
Os testes apresentados neste trabalho são feitos usando-se a análisede regressão. Os resultados estão relatados na Seção 4, que procura inves-tigar como as características iniciais das cidades médias condicionaram oseu desempenho econômico no período total (1970/90) ou em subperío-dos do mesmo. Como se espera que as cidades médias componentes de re-giões metropolitanas possam ter tido o seu desempenho produtivo afeta-do por efeitos de polarização da metrópole sobre elas, usa-se uma variáveldummy para as distinguir. O mesmo é feito para examinar: a) se condiçõesestruturais regionais diferentes, não captadas nas variáveis explicativas,poderiam ter algum poder de explicação; e b) se economias de escala esta-riam presentes nas experiências de crescimento das cidades médias. Asregressões também são feitas para avaliar como o desempenho produtivo
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3 A descrição das cidades médias estudadas é apresentada no Anexo 2. Para uma análise dos funda-mentos que levaram à definição de cidades médias como sendo aquelas com população entre 100 mile 500 mil habitantes, em 1991, ver Serra (1998). Texto acessível na Home Page do Nemesis/Pronex:www.nemesis.org.br.4 Esses autores estavam interessados em considerar explicitamente os efeitos das variáveis sobre aimigração e sobre o salário.
nessas cidades foi afetado pela existência diferenciada de: a) serviços dainfra-estrutura; b) pobrezas absoluta e relativa nas cidades; c) níveis edu-cacionais de sua população; d) gastos públicos municipais; e e) mercados.
Obviamente, sendo considerado um largo período de tempo, comoaquele para o qual serão mensuradas as variações nas variáveis depen-dentes (1970/90), certamente as características que representarão as ci-dades médias (os valores observados para 1970) terão se alterado ao lon-go do período. Provisoriamente, dado o caráter preliminar deste trabalho,admite-se a possibilidade de que essas características tenham se alterado,mas que as mesmas sejam endógenas, ou seja, que teriam se alterado emfunção da condição inicial. Em outras palavras, embora não sejam asmesmas, as características alteradas mantiveram a estrutura inicial.
2. A função de produção das cidades
Este trabalho supõe que a atividade produtiva agregada de cada umadas cidades médias pode ser representada pela função de produção dotipo Cobb-Douglas:
Q A Li t i t i t, , ,= α para i: cidade e t: ano (1)
onde Q é o produto máximo, A é o nível de produtividade da mão-de-obra(a qual é função das características sociais, políticas e tecnológicas da ci-dade) e L é a mão-de-obra utilizada na produção. O coeficiente α da fun-ção de produção mede a elasticidade mão-de-obra do produto.
A remuneração dos trabalhadores se faz segundo a sua produtividademarginal ou mesmo pela produtividade média. Se for pela produtividademarginal, sua remuneração w será:5
w A Li t i t i t, , ,= −α α 1 (2)
A utilidade dessa renda recebida pelo trabalhador é a remuneraçãoponderada por um índice de qualidade de vida, IV, qualidade essa, por hi-pótese, relacionada diretamente com o produto da cidade e inversamente
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5 Se a remuneração for feita segundo a produtividade média, então wi t Ai t Li t, , ,= −α 1, o que não al-
tera fundamentalmente o que se vai ver mais à frente.
associada ao tamanho populacional da cidade, para representar deseco-nomias sociais de escala. Como existe uma associação entre o tamanhopopulacional e a quantidade de trabalhadores, então,
IV Q Li t i t i t, , ,.= −δ (3)
onde δ> 0. Assim a utilidade da renda do trabalhador na cidade i no ano t,Uit, será:
U A Q Li t i t i t i t, , , ,= − −α α δ 1 (4)
Considerando a expressão (4), pode-se deduzir que:
ln[ / ] ln[ / ] ln[ / ], , , , , ,U U A A Q Qi t i t i t i t i t i t+ + += + +1 1 1
+ − − +( )ln[ / ], ,α δ 1 1L Li t i t (5)
onde ln é o logaritmo neperiano.
Fazendo-se as hipóteses de que:
ln[ / ] ., , , ,A A Xi t i t i t i t+′
+= +1 1β ε (6)
ln[ / ] ., , , ,Q Q Xi t i t i t i t+′
+= +1 1θ ξ (7)
onde X i t,′ é um vetor de características da cidade i no ano t e β e θ são veto-
res de coeficientes, que mostram como essas características se agregampara, junto com outros fatores não explicitados para o ano t + 1 (ou seja, εe ξ) para a cidade i, gerar as variações na produtividade (A) e na qualidadede vida (via variação em Q) dessa cidade.6 Reunindo-se (5), (6) e (7), po-de-se escrever que:
ln[ / ] [ /( )] . ( ), , , ,L L Xi t i t i t i t+′
+= + − + +1 11 1 δ α β θ χ (8)
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6 As variáveis ε e ξ são supostos erros aleatórios das expressões (6) e (7).
Multiplicando-se o salário médio por L e utilizando-se a expressão(8), pode-se escrever que:
ln[( ) /( ) ] [ /( )] . ( ), , ,wL wL Xi t i t i t+′= + − + + +1 1 1 δ α δβ αθ β ωi t, +1 (9)
onde wL é o total de rendimentos pagos aos trabalhadores e χ e ωsão errosnão correlacionados com as características das cidades. Logo, (8) e (9) sãofunções que expressam a variação na quantidade de mão-de-obra e na re-muneração total da mão-de-obra na cidade i, respectivamente, como de-pendente das características X’, representadas por algumas variáveis, e oserros. Deve-se notar que os coeficientes angulares de (8) e de (9) são veto-res que agregam os efeitos que as características da cidade no ano t têmsobre as variações no produto (via variações na quantidade demão-de-obra) e da remuneração total dos trabalhadores, respectivamente.
3. Descrição das variáveis utilizadas e da amostra decidades
Existem dois arquivos-amostras: um com 114 observações, outrocom 125.7 O arquivo menor foi usado para as regressões nas quais a variá-vel dependente é a variação no rendimento total. A menor quantidade decidades neste arquivo se deve a algumas dificuldades encontradas no le-vantamento dessa variável associada à renda total das famílias.
Variáveis dependentes
As equações estimadas vão se referir às variáveis dependentes quemedem variações no pessoal ocupado e na remuneração dos trabalhado-res nos períodos 1970/90, 1970/80 e 1980/90. Observe-se que estará sendousada a renda total da população economicamente ativa da cidade médiacomo uma proxy da remuneração dos trabalhadores.
LRPOU: Logaritmo neperiano da razão [pessoal ocupado urbano noato t + k / pessoal ocupado no ano t].
LRRENT: Logaritmo neperiano da razão [renda total no ano t + k /renda total no ano t].
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7 A listagem das cidades encontra-se no Anexo 2.
Variáveis explicativas
Como foi estabelecido no modelo anteriormente exposto, o que sepretende com as regressões a serem estimadas é verificar como as variáveisexplicativas se relacionam com as variações observadas para o pessoalocupado e para o total do rendimento dos trabalhadores nas cidades mé-dias no período considerado. Deve ser lembrado que essas variáveis expli-cativas representam o vetor X it
′ para cada cidade média, ou seja, as carac-
terísticas iniciais (referentes ao ano inicial do período) de cada uma. Por-tanto, os resultados das regressões mostrarão como, para o conjunto decidades médias, se associam aquelas variáveis dependentes e as suas ca-racterísticas iniciais. Obviamente, sendo considerado um largo períodode tempo, como aquele para o qual serão mensuradas as variações nas va-riáveis dependentes (1970/90), certamente as características que repre-sentarão as cidades médias (os valores observados para 1970) terão se al-terado ao longo do período. Provisoriamente, dado o caráter preliminardeste trabalho, admite-se a possibilidade de que essas características te-nham se alterado, mas que as mesmas sejam endógenas, isto é, que teriamse alterado em função da condição inicial. Em outras palavras, emboranão sejam as mesmas, as características alteradas mantiveram a estrutu-ra inicial. Em continuação a este trabalho, serão efetuados testes de mu-dança de estrutura para se verificar a validade desse pressuposto. Caso elenão seja confirmado, ações serão tomadas para levar em conta as altera-ções ocorridas nas características e seus efeitos sobre o desempenho ob-servado nas variáveis dependentes.
O esquema de análise será o seguinte: as regressões serão rodadas se-lecionando-se as variáveis explicativas que se enquadram em sete temasbásicos: dimensão demográfica, grau de industrialização, renda e distri-buição de renda, nível educacional, dimensão da infra-estrutura, gastopúblico e, finalmente, tamanho do mercado. O objetivo é verificar comocada um desses temas, segundo suas condições no início da década de 70,se relacionou com o desempenho observado para o conjunto das cidadesmédias. Assim, serão rodadas seis regressões, uma para cada tema, usan-do variáveis representativas dos temas, incluindo também variáveis decontrole (como dummies) para levar em conta diferenças regionais, de es-cala urbana e de localização espacial (cidade componente de região me-tropolitana ou não).
Existem indicações de que esse controle faz sentido porque o cresci-mento médio no pessoal ocupado urbano (POU) e do rendimento total
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(RENT) foi diferente no período 1970/90 para alguns subconjuntos de ci-dades médias. O quadro a seguir mostra a média e o desvio-padrão das ta-xas de crescimento médio anual de POU e de RENT naquele período.
Fica claro que as cidades médias da região Centro-Oeste, as metropo-litanas e as de tamanho urbano menor exibem desempenhos maiores,tanto em termos de crescimento do pessoal ocupado quanto em termos derendimento. Por isso, será importante verificar como esses desempenhosdiferenciados se associam a características estruturais iniciais tambémdiferentes.
As variáveis explicativas de cada tema são as relacionadas a seguir.8
Dimensão demográfica
POPT = População total do município.
Grau de industrialização
GI: Grau de industrialização = razão [pessoal ocupado na indús-tria/pessoal ocupado total].
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SUBCONJUNTO DE CIDADES MÉDIAS (CM)
PESSOAL OCUPADO URBANO (POU) RENDIMENTO TOTAL (RENT)
MÉDIA (%) DESVIO-PADRÃO MÉDIA (%) DESVIO-PADRÃO
CM do Norte/Nordeste 6,33 2,90 7,49 2,35
CM do Sudeste/Sul 6,34 3,01 8,08 3,03
CM do Centro-Oeste 11,60 4,50 18,90 10,34
CM metropolitanas 7,59 3,38 9,09 3,31
CM não-metropolitanas 6,08 2,99 8,04 4,10
CM Ta 7,56 3,44 9,39 4,44
CM não-T 4,79 1,53 9,39 1,83
Todas as cidades médias 6,52 3,17 8,35 3,90
Fonte: IBGE/Censos Demográficos de 1970, 1980 e 1991.a Cidades médias com população urbana igual ou superior a 100 mil habitantes em 1970.
8 Na realidade, uma lista maior de variáveis foi usada. As relacionadas nesta seção foram as que semostraram estatisticamente mais relevantes.
Renda e distribuição de renda
PROPOBR: Proporção de pobres nos municípios em t – 1. (Pobres: nú-mero de pessoas nas famílias cuja renda per capita é inferior a 0,5 s.m. real).
Theil: Índice de desigualdade na distribuição de renda nos municípiosem t – 1.
Nível educacional
R2GRAU: Razão [pessoas com 2º grau concluído/pessoas com idadeentre 15 e 59 anos].
Infra-estrutura
POtca: Razão [pessoal ocupado nas atividades de transporte, comuni-cação e armazenagem/ pessoal ocupado urbano total].
Gasto público
POap: Razão [pessoal ocupado na administração pública/pessoal ocupa-do urbano total].
Mercado
MRegional: Mercado regional [soma da população das cidades vizi-nhas ao município x renda per capita do município].
MMetrop2: Influência do mercado metropolitano = (população dasmetrópoles x renda per capita das metrópoles)/(distância da cidade em re-lação à metrópole elevada ao expoente 2).
A idéia na qual se fundamenta a última variável para dimensionar omercado metropolitano associa-se ao modelo gravitacional, freqüente-mente utilizado para quantificar a interação de duas unidades. Segundoesse modelo, a interação (o comércio, por exemplo) depende diretamentedas suas respectivas massas (suas rendas totais, por exemplo) e, inversa-mente, da distância elevada a um expoente cujo valor se desconhece eque é estimado empiricamente, que representa o “atrito” ou custo da in-teração.9
Dummies utilizadas
A) Regionais
NONE: Cidades das regiões Norte e Nordeste.
SESU: Cidades das regiões Sudeste e Sul.
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9 Recorde-se que a lei gravitacional diz que matéria atrai matéria na razão direta das massas e na ra-zão inversa do quadrado das distâncias.
B) Tamanho urbano
T: Cidades com população acima de 100 mil habitantes.
C) Espacial10,11
REGMETROP: Cidades metropolitanas.
NMI: Cidades não-metropolitanas isoladas (sem influência direta dametrópole).
NM: Cidades não-metropolitanas diretamente vinculadas a algumaregião metropolitana.
As observações das variáveis são em geral extraídas do censo demo-gráfico dos respectivos anos, levando-se em conta a necessidade de ajus-tes territoriais, em função da criação de muitos municípios ocorrida noperíodo em análise.12
As variáveis utilizadas nas regressões cujos resultados vão ser mos-trados na próxima seção exibiram uma significativa variabilidade, suficientepara dar estabilidade aos parâmetros estimados. Com o propósito de mos-trar essa variabilidade, no Anexo são apresentadas as informações sobre amédia e desvio-padrão de cada uma das variáveis.13
4. Análise dos resultados das regressões14
Antes de serem rodadas as regressões segundo os temas anunciados,procurou-se verificar como cada variável explicativa, inclusive as dummies,se relacionou com o desempenho das cidades médias, nos três períodosem análise (1970/90, 1970/80 e 1980/90) na condição caeteris paribus, istoé, quando se mantém constante o efeito das demais variáveis. Para fazerisso, foram incluídas na regressão todas as variáveis explicativas, além da
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10 A classificação das cidades médias em isoladas ou vinculadas a alguma região metropolitana temcomo base o trabalho do IBGE (1987).11 Observação: As dummies NMI e NM só foram utilizadas na análise temática do Mercado.
12 Todas as informações censitárias referentes ao ano de 1990 foram calculadas com base nas taxasanuais de crescimento verificadas entre os anos censitários de 1980 e 1991.13 As variáveis que aparecem datadas referem-se ao ano ou período respectivo.
14 O “L” à frente do nome das variáveis (definidas na Seção 3) representa uma transformação loga-rítmica (neperiano) nessas variáveis, dados os melhores resultados estatísticos resultantes destatransformação. Deve-se registrar também que as variáveis assinaladas com asterisco foram as que semostraram significativas ao nível de 10%, sendo que as demais, ao nível de 5%. Os resultados das re-gressões referem-se à melhor estimativa obtida, levando em conta principalmente o coeficiente dedeterminação. Os valores de t estão calculados usando as estimativas de variância obtidas com o usode estimadores consistentes com heterocedasticidade (estimadores de White).
introdução de todas as dummies, para possibilitar mudança nos coeficien-tes lineares.
Os melhores resultados obtidos para a variação do pessoal ocupado(variável utilizada como proxy do produto) foram:15
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DO PESSOALOCUPADO URBANO (LRPOURB)
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LRPOURB T1970 90
8 93 518 1 778 78 0 44 0 56/
( , ) ( , ) ( , )( , , ) ,= + + PROPPOBR* THEIL *− −
−0 85
1 81
,( , )
− −− −0 20 0 72
217 11 09, , ;
( , ) ( , )LGI LPOPT
R F2 0 79 14 99 26 35= =, ( , ) ,
LRPOURB T1970 80
6 77 513 1 97
5 50 0 36 0 52/
( , ) ( , ) ( , )
( , , ) ,= + + PROPPOBR LR2GRAU*− −−0 111 73
,( , )
− + −−0 12 0 091 93 1 79
, ,( , ) ( , )
LRPOtca LRPOap*
− −− −0 46 0 69
8 63 1 78
, , ;( , ) ( , )
LPOPT THEIL*
R F2 0 67 14 99 17 93= =, ( , ) ,
LRPOURB SESU1980 90
4 49 2 31
3 23 0 22 0 17/
( , ) ( , ) (
( , , ) ,= − −− −3 33 2 43
0 13, ) ( , )
,LR2GRAU LPOPT− +−
+ + + −0 28 0 15 0 233 89 3 09 3 41
, , ,( , ) ( , ) ( , )
LGI LRPOap LRPOtca
+ +−0 02 0 51
215 1 90, , ;
( , ) ( , )LMMetrop2 THEIL*
R F2 0 57 14 98 9 31= =, ( , ) ,
15 Entre parênteses estão os coeficientes lineares.
Estas equações mostram que:
a) Para todo o período 1970/90, e em especial para a década de 70,observa-se que as cidades que experimentaram maior crescimento eco-nômico foram aquelas onde era maior a pobreza (medida pela variávelPROPPOBR) em 1970. Tal resultado é satisfatório na medida em que, pro-vavelmente, melhorou o nível de emprego nas cidades mais pobres.
b) Considerado o período inteiro 1970/90 e a década de 70, as cidadesque tiveram maior crescimento do seu nível de atividade foram as que ti-nham menor desigualdade na distribuição da renda (variável THEIL) em1970.16 Este resultado também tem sua importância na medida em quevalida a idéia de que uma melhor distribuição de renda oferece melhorescondições em termos de demanda de bens e serviços, a qual induz maiorcrescimento.
c) O grau de industrialização inicial das cidades médias afetou positi-vamente o seu desempenho produtivo no período 1980/90. Entretanto, sefor tomado todo o período, 1970/90, observa-se uma reversão do sinal as-sociado à variável GI, significando que aquelas cidades com melhor de-sempenho produtivo nesse período foram as menos industrializadas.Esse resultado em princípio surpreende, já que se poderia esperar que ascidades médias que se apresentassem no ano-base com maior estruturaindustrial estivessem melhor habilitadas para o crescimento. O sinal ne-gativo encontrado pode significar que houve o predomínio do efeito pou-pador de mão-de-obra sobre o efeito que o aumento na produção tem so-bre as necessidades acrescidas de mão-de-obra. Em outras palavras, a in-terpretação que está sendo dada é a de que o maior grau de industrializa-ção de algumas das cidades, embora teoricamente permitisse um maiorcrescimento delas, induziu aumentos na produtividade total, com conse-qüente queda relativa no uso da mão-de-obra. Isso fez com que as demaiscidades, as menores, exibissem um melhor desempenho em termos decriação de novos empregos.17
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16 Doravante utilizar-se-á o termo ano-base para referenciar os anos em que foram levantadas ascondições iniciais (ou seja, os valores) das variáveis explicativas. Assim, quando tratarmos do perío-do 1970/90, o ano-base é 1970, quando o período for 1970/80, novamente o ano-base será 1970, e, fi-nalmente, o período 1980/90 terá como ano-base o ano de 1980.17 Essa interpretação é compatível com o modelo apresentado na Seção 2. Isto porque os parâmetrosdesta equação são provenientes da expressão (8), que adiciona o vetor β ao vetor θ. O vetor β relacionaas condições iniciais às variações no nível de produtividade total, conforme mostrado na expressão(6). Por outro lado, o vetor θ reflete o impacto das mesmas condições sobre a variação na produção,como dado pela expressão (7).
d) Fato também generalizável para todos os períodos é o vínculo existen-te entre o crescimento econômico das cidades e a dimensão populacional dosanos-base. Por um lado, pelo sinal positivo da dummy de tamanho (T), vê-seque cresceram mais as cidades com população superior a 100 mil habitantes.Por outro, ao constatar o sinal negativo associado à variável representativada população total do município (LPOPT), percebe-se que no interior dasduas classes de tamanho (cidades com população inferior e superior a 100mil habitantes) cresceram mais aquelas com menor dimensão populacional.Em suma, o resultado obtido implica que, dentro de cada uma das duas esca-las urbanas, as cidades que mais cresceram foram as menores, significandoisto uma convergência de níveis produtivos intra-escala urbana, a despeitoda divergência desses níveis na escala interurbana.
e) Para as duas décadas tomadas separadamente, curiosamente veri-fica-se o sinal negativo associado à variável grau de instrução (R2GRAU).Tal resultado representa que as cidades com maior dinamismo produtivoforam aquelas com menor nível educacional da sua população nosanos-base, resultado que merece maior reflexão para o seu entendimento.
f) A reversão, entre as décadas, do sinal associado à variável RPOtca(razão do pessoal ocupado em transportes, comunicação e armazenagem)a princípio permite concluir que, para a década de 80, cresceram mais as ci-dades com maior infra-estrutura produtiva, enquanto nos anos 70 a inter-pretação se inverte, verificando-se maiores taxas de crescimento do produ-to justamente naquelas cidades menos dotadas de infra-estrutura. Esseresultado relaciona-se com algumas especificidades da variável proxy es-colhida para dimensionar a infra-estrutura produtiva instalada nas cida-des, qual seja, a razão entre o pessoal ocupado nos serviços de transporte,comunicação e armazenagem e o pessoal ocupado total. Tais especificidadesserão tratadas no item que aborda exclusivamente o tema infra-estrutura.
g) No tocante à investigação acerca da associação existente entre gas-to público e crescimento do produto, os sinais encontrados para as déca-das de 70 e 80 mostram que experimentaram maior crescimento aquelascidades em que era maior o peso do funcionalismo público no total do em-prego municipal (RPOAP). Isso pode expressar as maiores oportunidadesde ampliação e/ou atração de firmas naquelas cidades mais bem dotadasde serviços públicos.
h) Somente para os anos 80 foi estimada uma relação negativa entre omercado metropolitano, variável LMMetrop2, e a variação do produto.
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Isto significa que as cidades médias que mais cresceram em produto fo-ram as mais isoladas em relação às metrópoles.
É interessante observar que no período analisado ocorreram impac-tos produtivos conflitantes do ponto de vista da convergência nos níveisde atividade econômica no conjunto das cidades médias brasileiras. Deuma parte, algumas características estiveram associadas com um dina-mismo produtivo maior das cidades menores, o que teria causado um me-nor diferencial nos níveis econômicos dessas cidades, enquanto, de outraparte, outras características teriam reforçado as desigualdades econômi-cas existentes entre essas cidades.
Para a variação do rendimento total, as melhores estimativas foram:
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DA RENDA (LRRENT)
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LRRENT T1970 90
7 32 3 86 1 99
10 01 0 37 0 90/
( , ) ( , ) ( , )
( , , ,= + −−
NONE* SESU)− +−0 95
2 04
,( , )
+ + −−
0 41 1 45 1 491 89 2 23 2 53
, , ,( , ) ( , ) ( , )
LR2GRAU* PROPOBR LTHEIL −
− − −− − −0 05 0 25 0 73
216 1 71 8 27, , ,
( , ) ( , ) ( , )LMMetrop2 NM1* LPOPT;
R F2 0 72 14 99 18 21= =, ( , ) ,
LRRENT T N1970 80
5 71 3 09 1 656 72 0 26 0 79/
( , ) ( , ) ( , )( , , ,= + −
−ONE*) PROPOBR+ −154
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( , )
+ − −− − −151 0 04 0 452 36 1 67 5 7, , ,
( , ) ( , ) ( ,LTHEIL LMMetrop2*
5)LPOPT;
R F2 0 64 14 99 12 84= =, ( , ) ,
LRRENT NONE*1980 90
3 60 1 80 32 87 0 20 0 34/
( , ) ( , ) (( , , ,= − −
− − , )29SESU)−
− −− −0 52 0 16
2 08 2 72, ,
( , ) ( , )PROPPOBR LPOPT;
R F2 0 43 14 98 5 34= =, ( , ) ,
Com base nessas equações verificam-se algumas importantes dife-renças (referentes ao número de variáveis significativas e ao sinal destas)em relação aos resultados encontrados para a variação do pessoal ocupa-do, quais sejam:
a) É interessante observar que no caso da variação do rendimento to-tal, não apenas para a escala urbana houve uma diferenciação no cresci-mento do rendimento, mas também em nível regional. Isso significa queo crescimento produtivo nas cidades médias (que não tinha uma diferen-ciação regional significativa) teve impactos diferenciados em termos re-gionais. Como se vê na equação estimada, NONE e SESU, representandoas regiões Norte/Nordeste e Sudeste/Sul, respectivamente, têm sinais ne-gativos, o que significa que a taxa de variação do rendimento total, emqualquer período, foi maior no Centro-Oeste (a base da comparação) do quenaquelas regiões.
b) Diferentemente da associação encontrada entre variação do produ-to e escolaridade, o maior crescimento do rendimento, para o períodocompleto (1970/90), ocorreu naquelas cidades médias nas quais a popu-lação era mais qualificada em 1970.
c) Deve-se notar que as cidades médias não-metropolitanas isoladas(aquelas sem influência direta das metrópoles), representadas peladummy NM1, aparecem na equação estimada com o sinal negativo. Issoimplica que o seu distanciamento, tudo o mais constante, redundou emmenor crescimento do rendimento total, pela impossibilidade de usufruirdos benefícios dos fluxos do crescimento das metrópoles.
Tal como enunciado anteriormente, também foram rodadas regres-sões que procuram controlar determinadas variáveis, mas permitindoque as demais variáveis representativas das características estruturaisiniciais variassem livremente como resultado da sua associação. O que sesegue é um relato dos resultados obtidos. Para simplificar a apresentaçãodos resultados, não é mostrada a estimativa original do coeficiente e seurespectivo desvio-padrão, mas o valor do coeficiente estatisticamente sig-nificativo (ao nível de 5% e de 10%).
Dimensão demográfica
Os quadros a seguir mostram as estimativas feitas para os parâmetrosdas equações referentes às variações no pessoal ocupado e no rendimentopara as cidades em estudo nos períodos 1970/90, 1970/80 e 1980/90.
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Thompson Almeida Andrade / Rodrigo Valente Serra
CID
AD
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MÉD
IAS
BR
ASIL
EIR
AS
Examina-se inicialmente o caso da variação do pessoal ocupado, onde asmelhores estimativas foram:
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DO PESSOALOCUPADO URBANO (LRPOURB)
A estimativa negativa para a variável de dimensão populacional(POPT) revela que as cidades que se apresentaram como mais dinâmicasno período foram aquelas que apresentavam menor dimensão demográ-fica em 1970. Este resultado, a princípio, poderia ser interpretado comoinfluenciado por questões de ordem estatística, que tendem a realçar ocrescimento das cidades cuja base populacional em 1970 era menor. Con-tudo, na estimativa para o período 1970/90, ao constatar-se o sinal positi-vo para a dummy de tamanho (T), representando cidades com mais de 100mil habitantes, vê-se que durante essa década as cidades que mais cresce-ram foram em geral as de maior dimensão populacional em 1970. No in-terior desse grupo (das maiores cidades), porém, crescem mais aquelascom menor dimensão nos anos-base.
No que se refere aos resultados obtidos para as dummies, vê-se quequanto à diferenciação regional, os agregados das regiões Norte/Nordeste,Sul/Sudeste e Centro-Oeste têm patamares diferentes na variação do
227
Crescimento econômico nas cidades médias brasileiras
CID
AD
ES
MÉD
IAS
BR
ASIL
EIR
AS
LRPOURB T1970 90
13 59 4 03 2
10 70 0 31 0 31/
( , ) ( , ) ( ,
( , , ,= + −− − 00 4 10 11 41
0 56 0 79) ( , ) ( , )
, , ;NONE SESU) LPOPT− −− −
R F2 0 71 5119 60 60= =, ( , ) ,
LRPOURB T1970 80
13 33 3 72 3 327 29 0 26 0 40/
( , ) ( , ) ( ,( , , ,= + −
− ) ( , ) ( , ), , ;NONE SESU) LPOPT− −
− −0 44 0 53
3 95 10 92
R F2 0 60 5119 39 80= =, ( , ) ,
LRPOURB SESU)1980 90
4 95 2 09
3 29 0 18 0 23/
( , ) ( , ) (
( , , ,= − −− −3 94, )
;LPOPT
R F2 0 35 5 119 14 35= =, ( , ) ,
emprego, sendo detectado um maior dinamismo das cidades do Cen-tro-Oeste, região para onde foi redirecionada a fronteira agrícola do país.Tais diferenciações, contudo, deixam de existir para a década posterior.
Os quadros seguintes mostram as estimativas para a variação no ren-dimento total dos trabalhadores:
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DA RENDA (LRRENT)
Verifica-se a persistência do sinal negativo associado à variável POPT,revelando que as cidades que experimentaram maiores aumentos no ren-dimento dos trabalhadores são aquelas de menor dimensão populacio-nal, um resultado, pelo menos para a década de 70, compatível com o en-contrado para a variação do emprego.
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Thompson Almeida Andrade / Rodrigo Valente Serra
CID
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MÉD
IAS
BR
ASIL
EIR
AS
LRRENT T)1970 90
9 17 218 5 0910 65 0 29 0 68/
( , ) ( , ) ( ,( , , ,= + −
− );LPOPT
R F2 0 56 5 108 30 33= =, ( , ) ,
LRRENT LPOPT1970 80
6 64 3 017 41 0 41/
( , ) ( , )( , ) , ;= −
−
R F2 0 41 5 108 17 27= =, ( , ) ,
LRRENT NONE1980 90
513 2 21 2
2 98 0 26 0 27/
( , ) ( , ) ( ,
( , , ,= − −− − 42 4 15
0 21) ( , )
, ;SESU) LPOPT−−
R F2 0 32 5107 1151= =, ( , ) ,
Grau de industrialização
As melhores estimativas para a variação do emprego foram:
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DO PESSOALOCUPADO URBANO (LRPOURB)
O grau de industrialização inicial das cidades médias afetou positiva-mente o seu desempenho produtivo no período 1980/90, ou seja, aquelascidades com melhor desempenho produtivo nesse período foram as maisindustrializadas. Entretanto, se for tomado todo o período, 1970/90, ograu de industrialização inicial nessas cidades não se mostra significati-vo, revelando que na década de 70 o maior ou menor desempenho produ-tivo delas pode ser associado a outras características estruturais iniciaisque não a industrialização.
Quanto aos resultados obtidos para as dummies, deve ser ressaltado osinal positivo associado às cidades médias pertencentes às regiões metro-politanas, significando que durante a década de 70 o nível de concentração
229
Crescimento econômico nas cidades médias brasileiras
CID
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BR
ASIL
EIR
AS
LRPOURB T1970 90
5 90 4 90 2 58176 0 46 0 58/
( , ) ( , ) ( ,( , , ,= − −
− − ) ( , ),NONE SESU)− +
−0 62
2 77
+−0 30
2 68, ;
( , )REGMETRO)
R F2 0 26 5 119 9 86= =, ( , ) ,
LRPOURB T1980 90
7 36 5 47 2 35
0 87 0 22 0 21/
( , ) ( , ) ( , )
( , , ,= − −−
SESU) LGI+0 12214
, ;( , )
R F2 0 29 5119 11 25= =, ( , ) ,
LRPOURB T1970 80
5 81 3 78 3 50
1 29 0 26 0 59/
( , ) ( , ) ( ,
( , , ,= − −− − ) ( , )
,NONE SESU− +−0 49
2 97
+0 232 84
, );( , )
REGMETRO
R F2 0 22 5119 8 16= =, ( , ) ,
urbana das atividades econômicas favoreceu o crescimento do empregonas cidades vinculadas às regiões metropolitanas do país.
Os quadros a seguir expressam os melhores resultados para a varia-ção da renda:
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DA RENDA (LRRENT)
Essas equações demonstram grandes semelhanças com os resultadosobtidos para a variação no emprego. Exclusivamente para a década de 80,há também evidências de que os melhores desempenhos das cidades mé-dias, em termos de renda, ocorreram nas cidades mais industrializadas.
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Thompson Almeida Andrade / Rodrigo Valente Serra
CID
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EIR
AS
LRRENT T NO1970 90
4 63 3 78 2 53
3 74 0 36 1 89/
( , ) ( , ) ( , )
( , , ,= − − NE SESU)−1902 52, ;
( , )
R F2 0 34 5108 12 59= =, ( , ) ,
LRRENT T NO1970 80
3 48 3 40 1 85
3 28 0 23 1 62/
( , ) ( , ) ( , )
( , , ,= − − NE* SESU*−1641 85, );
( , )
R F2 0 31 6 107 10 91= =, ( , ) ,
LRRENT T1980 90
6 40 4 60 2 75
0 79 0 18 0 29/
( , ) ( , ) ( , )
( , , ,= − −− −
NONE SESU) LGI− +−0 31 0 14
312 2 50
, ,( , ) ( , )
R F2 0 28 5107 9 67= =, ( , ) ,
Pobreza e distribuição de renda
As melhores estimativas para a equação da variação do pessoal ocu-pado foram:
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DO PESSOALOCUPADO URBANO (LRPOURB)
As estimativas das equações que têm como variáveis explicativas apobreza e o índice de desigualdade na distribuição de renda mostram que:
a) As cidades que mais cresceram foram aquelas nas quais havia amaior pobreza em 1970. Este resultado é importante na medida em quemostra que o crescimento dessas cidades pode ter reduzido o nível de po-breza existente nas mesmas.
b) O maior crescimento ocorreu nas cidades em que era menor a desi-gualdade na distribuição de renda. Esse resultado também tem a sua im-portância na medida em que valida a idéia de que uma melhor distribui-ção de renda oferece melhores condições em termos de demanda de bense serviços, que induz maior crescimento.
c) Os sinais para as variáveis dummies indicam um movimento de con-vergência entre o nível de emprego nas cidades médias. Isso pode ser ar-gumentado tendo em vista que para a década de 80 é possível observar
231
Crescimento econômico nas cidades médias brasileiras
CID
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BR
ASIL
EIR
AS
LRPOURB T)1970 90
2 75 213 3 051 52 0 19 1 42/
( , ) ( , ) ( ,( , , ,= − +
− ) ( , ), ;PROPPOBR THEIL−
−1722 80
R F2 0 37 6 107 11 96= =, ( , ) ,
LRPOURB PROPPOBR1970 80
2 56 3 05101 109 1 4/
( , ) ( , )( , ) , ,= + − 2
319( , );
−THEIL
R F2 0 34 6 107 10 91= =, ( , ) ,
LRPOURB T1980 90
6 51 518 2 65
0 96 0 22 0 28/
( , ) ( , ) ( ,
( , , ,= − −− − )
;SESU)
R F2 0 30 6 106 9 11= =, ( , ) ,
que foi menor o aumento do emprego nas maiores cidades e nas regiõesmais desenvolvidas do país: Sudeste e Sul. Entretanto, deve ser observa-do que esse plausível processo de convergência dá-se num cenário econô-mico majoritariamente recessivo, característico da década de 80, o quepode desqualificar os resultados desse suposto processo de convergência.
Os resultados para a equação do rendimento são:
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DA RENDA (LRRENT)
Assim como para a variável emprego, houve maior dinamismo nocrescimento da renda, em que eram menores as desigualdades distributi-vas. A variação do rendimento em relação à pobreza absoluta foi diferen-ciada: para o período 1970/80, verifica-se que o aumento do rendimentoacompanhou o aumento da produção, sendo mais intenso nas cidadesonde era maior a pobreza. Para o período seguinte, entretanto, houve umareversão no sinal, alterando o resultado: para todas as cidades médias, omaior dinamismo do rendimento ocorreu nas cidades com menor pobre-za absoluta inicial, provavelmente provocado pela elevação da renda nascidades pobres, verificada no período anterior.
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Thompson Almeida Andrade / Rodrigo Valente Serra
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ASIL
EIR
AS
LRRENT NONE SESU*)1970 90
2 35 1 90130 106/
( , ) ( , )( , ,= − − +− −
1172 49,
( , )PROPPOBR−
−−1103 40, ;
( , )LTHEIL
R F2 0 45 6 107 16 29= =, ( , ) ,
LRRENT NONE*) PROPPO1970 80
1 66 2 90108 116/
( , ) ( , )( , ,= − +−
BR LTHEIL−−104
3 26, ;
( , )
R F2 0 45 6 107 16 34= =, ( , ) ,
LRRENT T1980 90
4 64 515 2 05
0 70 0 21 0 22/
( , ) ( , ) ( , )
( , , ,= − −− −
NONE SESU) PROPPOBR;− −− −0 36 0 46
3 56 2 35, ,
( , ) ( , )
R F2 0 30 6 106 9 01= =, ( , ) ,
Gasto público
O que se pretendeu examinar com este tema era verificar como a di-mensão do governo municipal poderia afetar o desempenho dessas cida-des no período. Tomou-se como proxy da dimensão do governo a razão en-tre o pessoal ocupado na administração pública e o pessoal ocupado total.Não se tem a priori uma indicação possível desse efeito. Uma dimensãomaior poderia significar que o governo local tem (e manteve no período)as estruturas administrativas de apoio ao desenvolvimento da cidade emesmo estar oferecendo serviços que contam para a atração de investi-mentos para o seu território. Isso poderia induzir maior crescimento dacidade. Por outro lado, maior quantidade de pessoas empregadas na ad-ministração pública poderia significar menos recursos para investimen-tos locais e daí menor a capacidade de crescimento da cidade.18 Os qua-dros a seguir mostram os resultados obtidos para a variação produtiva e avariação da renda, dos quais não se pode extrair qualquer associação sig-nificativa entre crescimento econômico e a dimensão do governo munici-pal para todos os períodos em análise.
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DO PESSOALOCUPADO URBANO (LRPOURB)
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Crescimento econômico nas cidades médias brasileiras
CID
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ES
MÉD
IAS
BR
ASIL
EIR
AS
LRPOURB T1970 90
5 40 4 95 211
216 0 48 0 60/
( , ) ( , ) ( ,
( , , ,= − −− − ) ( , )
,NONE SESU− +−0 70
2 61
+0 242 34
, );( , )
REGMETRO
R F2 0 26 5119 9 61= =, ( , ) ,
LRPOURB T1970 80
4 96 3 67 3 28
1 44 0 26 0 60/
( , ) ( , ) ( ,
( , , ,= − −− − ) ( , )
,NONE SESU− +−0 54
3 02
+0 202 70
, );( , )
REGMETRO
R F2 0 22 5119 7 97= =, ( , ) ,
18 A endogenia suposta preservaria essas condições nos anos seguintes.
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DA RENDA (LRRENT)
Infra-estrutura
A consideração deste tema se explica pelo interesse em verificar comoo crescimento ocorreu para as cidades que mostravam condições diferen-tes em termos de infra-estrutura econômica nos anos-base. Como proxy
para infra-estrutura usou-se a razão entre o pessoal ocupado nos setoresde transporte, comunicações e armazenagem e o pessoal ocupado total.
Com relação à variável proxy escolhida (RPOtca) deve ser ressaltadoque:
a) uma elevada alocação da mão-de-obra nos serviços de transporte,comunicação e armazenagem pode significar tanto um dinamismo ex-portador quanto importador para as cidades em análise; e
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Thompson Almeida Andrade / Rodrigo Valente Serra
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BR
ASIL
EIR
AS
LRPOURB T)1980 90
2 20 3 88
0 45 0 17/
( , ) ( , )
( , ,= −−
R F2 0 25 5119 9 26= =, ( , ) ,
LRRENT T1970 90
4 21 3 71 2 47
3 68 0 40 1 86/
( , ) ( , ) ( , )
( , , ,= − −− −
NONE SESU− +−1 82
2 41
,( , )
+ REGMETRO0 221 95
, );( , )
R F2 0 33 5108 12 28= =, ( , ) ,
LRRENT T1970 80
7 99 2 52 5 95
3 17 0 26 1 60/
( , ) ( , ) ( , )
( , , ,= − −− −
NONE SESU);−−156
6 13,
( , )
R F2 0 30 5108 10 53= =, ( , ) ,
LRRENT T1980 90
3 92 3 84 2 68
0 64 0 18 0 30/
( , ) ( , ) ( , )
( , , ,= − −− −
NONE SESU);−−0 27
2 52
,( , )
R F2 0 24 5107 7 99= =, ( , ) ,
b) na medida em que é válido acreditar que o setor serviços cresce como tamanho urbano, a parcela da mão-de-obra alocada no setor terciáriotende a ser influenciada pelo próprio tamanho da cidade.
Diante de tais considerações não se pode ter uma expectativa, a priori,sobre a associação entre infra-estrutura instalada (medida por RPOtca) ecrescimento do produto e da renda das cidades. As melhores estimativaspara a variação do produto foram:
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DO PESSOALOCUPADO URBANO (LRPOURB)
Nas duas décadas, tomadas separadamente, pode ser observado quecresceram mais aquelas cidades com menor parcela da sua mão-de-obraalocada nos serviços produtivos e distributivos, o que pode estar associa-do à segunda comparação feita anteriormente sobre a utilização da variá-vel proxy escolhida.
Com base nas equações descritas a seguir, não pode ser encontradoqualquer resultado significativo entre o desempenho do crescimento da
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Crescimento econômico nas cidades médias brasileiras
CID
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ES
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IAS
BR
ASIL
EIR
AS
LRPOURB T1970 90
3 93 4 40 2 70153 0 42 0 61/
( , ) ( , ) ( ,( , , ,= − −
− − ) ( , ),NONE SESU− +
−0 67
313
+ REGMETRO0 252 53
, );( , )
R F2 0 27 5119 10 10= =, ( , ) ,
LRPOURB T1970 80
3 53 3 27 3 64
102 0 23 0 61/
( , ) ( , ) ( ,
( , , ,= − −− − ) ( , )
,NONE SESU+−−0 51
3 24
+ REGMETRO LROtca0 21 0 132 88 1 67
, ) , *;( , ) ( , )
−−
R F2 0 24 5 119 8 72= =, ( , ) ,
LRPOURB T LRPOtca;1980 90
3 75 3 54
0 15 0 12/
( , ) ( , )
( , ) ,= − −− −
R F2 0 31 5119 12 27= =, ( , ) ,
renda e os níveis de infra-estrutura apresentados pelas cidades nosanos-base.
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DA RENDA (LRRENT)
Nível educacional
A qualificação da mão-de-obra é sempre lembrada quando se querexplicar desempenhos produtivos diferenciados. Espera-se que quantomaior a qualificação, maior a produtividade desse fator de produção. Nes-te trabalho também procuramos investigar a relação entre a qualificaçãoda mão-de-obra e o desempenho apresentado pelas cidades médias emtermos de crescimento. Para tanto, foram usadas algumas variáveis pararepresentar a qualificação da mão-de-obra. Apresentou melhores resulta-dos estatísticos aquela que expressa a proporção de pessoas com o segun-do grau completo. Para a variação do produto, as melhores estimativas fo-ram:
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Thompson Almeida Andrade / Rodrigo Valente Serra
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MÉD
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BR
ASIL
EIR
AS
LRRENT T1970 90
3 43 3 77 2 45
3 30 0 36 1 87/
( , ) ( , ) ( , )
( , , ,= − −− −
NONE SESU− +−179
2 32,
( , )
+ REGMETRO0 232 01
, );( , )
R F2 0 33 5108 1213= =, ( , ) ,
LRRENT T N1970 80
2 71 3 40 1 823 0 0 24 160/
( , ) ( , ) ( , )( , , ,= − −
− −ONE* SESU*+−
−1551 73,
( , )
+ REGMETRO*0 141 80, );
( , )
R F2 0 29 5108 10 40= =, ( , ) ,
LRRENT T1980 90
2 79 3 78 2 660 60 0 18 0 30/
( , ) ( , ) ( , )( , , ,= − −
− −NONE SESU−
−0 27
2 54
, );( , )
R F2 0 24 5107 7 96= =, ( , ) ,
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DO PESSOALOCUPADO URBANO (LRPOURB)
Esses quadros mostram existir uma relação inversa entre o nível dequalificação da mão-de-obra em 1970 e o crescimento do emprego no pe-ríodo, ou seja, as que mais cresceram foram as que tinham a menor quali-ficação para a sua mão-de-obra. Tal como discutido anteriormente, essefato pode ser resultante do predomínio do efeito poupador demão-de-obra que a maior produtividade acarreta, suplantando o efeito deampliação na quantidade de mão-de-obra provocado pela expansão doemprego.
De acordo com as equações apresentadas a seguir, os resultados paraa qualificação de mão-de-obra e o montante da remuneração são ligeira-mente diferentes dos encontrados para variações no pessoal ocupado. Éverdade que para o período inteiro (1970/90) permanece válido, em ter-mos da evolução da renda, o fato de as cidades com melhores desempe-nhos serem aquelas em que havia um menor nível de escolaridade de suapopulação em 1970. No entanto, essa associação não só é mais fraca parao período 1970/90 (o coeficiente mostrou-se significativo apenas a 10%)como deixa de ser válida nos períodos 1970/80 e 1980/90.
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Crescimento econômico nas cidades médias brasileiras
CID
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IAS
BR
ASIL
EIR
AS
LRPOURB T NONE1970 90
2 04 2 96
0 20 0 60 0 42/
( , ) ( , )
( , , ,= − − −− − ( , ) ( , )
, ;− −
−211 5 60
0 41SESU) LR2GRAU
R F2 0 41 5119 18 28= =, ( , ) ,
LRPOURB NONE SESU)1970 80
4 1 2170 60 0 31 0/
( , ) ( , )( , ,= − − −
− −,
( , )33
6 26−LR2GRAU;
R F2 0 31 5119 18 45= =, ( , ) ,
LRPOURB T1980 90
2 27 3 84 2 30 43 0 18 0 09/
( , ) ( , ) ( ,( , , ) ,= − −
− − 9)LR2GRAU;
R F2 0 29 5 119 11 20= =, ( , ) ,
Deve-se notar também que para a maioria dos casos, comparando-seas variações no emprego (e, por conseqüência, na produção) com as varia-ções no rendimento total nas cidades médias, o dinamismo menor foi norendimento, donde se conclui que o fator trabalho não conseguiu nessascidades se apropriar de parte do aumento da produção, provavelmenteperdendo participação média no produto das mesmas.
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DA RENDA (LRRENT)
Dimensão do mercado
Pode-se imaginar que dimensões diferentes de mercado devem terinfluenciado tanto a evolução observada para o emprego como a remune-ração total paga para as cidades aqui consideradas. Em outras palavras,esperar-se-ia que as cidades que apresentassem maiores mercados fos-sem as mesmas cujas variações para aquelas variáveis eram maiores.
Experimentaram-se diversas formas de definir e mensurar as variá-veis representativas do mercado. Aquelas que mostraram melhores ajus-tamentos estatísticos foram as que usavam o mercado metropolitano
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Thompson Almeida Andrade / Rodrigo Valente Serra
CID
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EIR
AS
LRRENT T1970 90
2 24 2 31 218
2 54 0 23 1 81/
( , ) ( , ) ( , )
( , , ,= − −− −
NONE SESU*)− −−160
1 83,
( , )
– LR2GRAU*0 211 76
, ;( , )−
R F2 0 35 5108 13 56= =, ( , ) ,
LRRENT NONE*);1970 80
1 82 1 652 33 157/
( , ) ( , )( , * ,= −
−
R F2 0 31 5108 11 41= =, ( , ) ,
LRRENT NONE1980 90
2 73 2 64 2
0 47 0 30 0 26/
( , ) ( , ) ( ,
( , , ,= − −− − 39 3 21
0 16) ( , )
, )SESU T−−
R F2 0 24 5107 8 20= =, ( , ) ,
(LMMetrop2), e o mercado regional (Mregional).19 As estimativas obti-das para a variação do pessoal ocupado estão reproduzidas a seguir:
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DO PESSOALOCUPADO URBANO (LRPOURB)
A estimativa negativa para o coeficiente do mercado metropolitano (omercado das cidades vizinhas ao município, Mregional, não se mostrousignificativo) contraria a expectativa: os maiores crescimentos do pessoalocupado no período 1970/90 ocorreram naquelas cidades médias que em1970 tinham os menores mercados.
As estimativas obtidas quando a variável dependente é o rendimentototal são praticamente as mesmas para as variáveis de mercado e, portanto,
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Crescimento econômico nas cidades médias brasileiras
CID
AD
ES
MÉD
IAS
BR
ASIL
EIR
AS
LRPOURB T1970 90
4 01 2 93 2 36219 0 31 0 66/
( , ) ( , ) ( ,( , , ,= − −
− − ) ( , ),NONE* SESU− +
−0 58
2 36
+ REGMETRO NM1) LMMet117 0 36 0 63 30 2 74 2 06, , ,
( , ) ( , ) ( , )+ −
−rop2;
R F2 0 31 7 106 8 08= =, ( , ) ,
LRPOURB T1970 80
3 65 2 0 2 64150 2 01 0 55/
( , ) ( , ) ( , )( , , ,= − −
− −NONE SESU− +
−0 39
1 93,
( , )
+ REGMETRO NM1) LMMe0 82 0 26 0 043 08 2 69 1 77, , ,
( , ) ( , ) ( , )+ −
−trop2*;
R F2 0 25 7 106 6 52= =, ( , ) ,
LRPOURB T1980 90
3 71 4 51 1 88
0 87 0 20 0 20/
( , ) ( , ) ( ,
( , , ,= − −− − ) ( , )
,SESU* NM1*+ +0 101 88
+ REGMETRO)0 261 94, ;
( , )
R F2 0 32 7 105 8 31= =, ( , ) ,
19 Ver na Seção 3 a descrição dessas variáveis.
merecendo o mesmo comentário feito anteriormente. Para a variação dorendimento total, as estimativas foram:
•VARIÁVEL DEPENDENTE = LOG DA RAZÃO DA RENDA (LRRENT)
É interessante analisar os resultados obtidos para o crescimento dopessoal ocupado no período 1970/90 no que tange à variação da estimati-va do coeficiente linear quando se observam os valores tomados para asdummies regionais e de localização espacial. Levando em conta as novepossíveis combinações dessas dummies, pode-se montar o seguinte qua-dro de valores estimados para o coeficiente linear:
240
Thompson Almeida Andrade / Rodrigo Valente Serra
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AS
LRRENT T1970 90
3 32 317 2153 39 0 28 177/
( , ) ( , ) ( , )( , , ,= − −
− −NONE SESU− +
−157
2 01,
( , )
+ REGMETRO) LMMetrop20 99 0 06311 2 26, , ;
( , ) (– , )−
R F2 0 34 7 106 9 40= =, ( , ) ,
LRRENT T R1970 80
2 99 2 49 2 903 35 0 17 0 76/
( , ) ( , ) ( , )( , , ,= − +
−EGMETRO LMMetrop2*) ,
( , )−
−0 04
1 83
R F2 0 31 7 106 8 11= =, ( , ) ,
LRRENT T NONE1980 90
4 18 2 51
0 18 0 28 0 26/
( , ) ( , ) (
( , , ,= − − −− − −2 48, )
);SESU
R F2 0 25 7 105 6 32= =, ( , ) ,
LOCALIZAÇÃO E REGIÃONÃO-METROPOLITANAS
METROPOLITANASISOLADAS (NMI) VINCULADAS À REGIÃO METROPOLITANA
Centro-Oestea 2,55 2,19 -
Norte/Nordeste 1,89 1,53 2,70
Sudeste/Sul 1,87 1,61 2,78a Não existe cidade metropolitana nessa região.
Verifica-se que as estimativas dos coeficientes são maiores para as cida-des metropolitanas, menores para as cidades não-metropolitanas vincula-das à região metropolitana e intermediário para as não-metropolitanas iso-ladas para todas as regiões. Isso significa que os patamares do crescimen-to do pessoal ocupado nas cidades médias foram diferenciados nesse pe-ríodo: maiores para as cidades que compunham as regiões metropolita-nas, enquanto, para as demais cidades, seus patamares dependem do dis-tanciamento físico e econômico que apresentam em relação à região me-tropolitana. O fenômeno pode ser representado por um gráfico em formade U, ou por uma função do tipo Y = a + bx – cx2, com parâmetros gerandouma curva naquele formato. Se houver proximidade, a polarização exer-cida pela região metropolitana prejudica o desempenho produtivo da ci-dade, provavelmente pela concorrência desempenhada pelas atividadesexistentes na região. Se mais afastada, portanto menos sujeita aos efeitosde polarização da metrópole, maiores serão as chances de crescimentopela expansão das atividades desenvolvidas nessas cidades médiasnão-metropolitanas isoladas.
5. Comentários finais
Este trabalho procurou verificar se um conjunto de características ini-ciais existentes nas cidades médias brasileiras era capaz de captar as dife-renças no desempenho delas em termos de variação na produção e norendimento total no período 1970/90. É claro que não se está desprezandoo fato de que parcela dessas variações se relaciona a impactos provocadospor intervenções exógenas feitas pelo governo em função de motivaçõesoutras que não as econômicas, não induzidas pelas condições apresenta-das por essas cidades. O que se buscou fazer neste trabalho foi examinarcomo condições endógenas das cidades podem ter favorecido ou prejudi-cado a performance delas.
O resultado obtido pelas análises de regressão efetuadas revela que oconjunto de características mostrou-se relevante para discriminar a for-ma pela qual as cidades médias se diferenciaram na sua performance. Emgeral, as regressões apresentaram um bom ajustamento estatístico e asvariáveis utilizadas para representar as características econômicas das ci-dades exerceram bem, com pequenas exceções, o papel discriminadorpara os desempenhos diferenciados.
241
Crescimento econômico nas cidades médias brasileiras
CID
AD
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BR
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AS
Deve-se notar que, ao se dividir o período 1970/90 nos subperíodos1970/80 e 1980/90, estimaram-se coeficientes diferentes para as regres-sões que utilizavam aquele conjunto inicial de características das cidades,o que evidencia mudanças na estrutura econômica dessas cidades ocorri-das nas duas décadas. Esse resultado é compatível com modificações nascondições iniciais que teriam ocorrido nessas cidades de uma década paraoutra, e que seriam contrárias àquelas supostas no princípio, de que asmudanças estruturais obedeceriam a um processo endógeno de transfor-mação gerado pelas condições iniciais.
Observou-se que para o subperíodo 1970/80 os resultados da análisesão conducentes a se concluir que as diferenças de desempenho econômi-co nas cidades médias funcionaram no sentido de provocar maior diver-gência nos níveis econômicos dessas cidades. Já para o subperíodo1980/90, a direção do desempenho produtivo diferenciado foi para a con-vergência desses níveis. Entretanto, como essa década foi caracterizadapor uma situação recessiva ou de baixo crescimento econômico no país, ébem provável que o maior crescimento das cidades médias de menor níveleconômico não tenha sido capaz nem mesmo de recuperar a perda relati-va ocorrida na fase divergente da década anterior.
242
Thompson Almeida Andrade / Rodrigo Valente Serra
CID
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Anexo 1
243
Crescimento econômico nas cidades médias brasileiras
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AS
Estatísticas descritivas
Período 1970/90
a) Média
none sesu PROPPOBR Theil LPOPT T345
0.18421 0.78070 0.57148 0.43798 11.378 0.37719
LGI LTheil LR2GRAU NM1 REGMETRO LMRegional
-1.3170 -0.85884 -3.3458 0.25439 0.28947 12.359
LMMetrop2 LRRENT9070 LRPOtca70 LRPOap70 LRPOU9070
7.3910 1.5914 -2.8236 -3.2180 1.2545
b) Desvio-padrão
none sesu PROPPOBR Theil LPOPT T345
0.38937 0.41560 0.17452 0.11044 0.73220 0.48682
LGI LTheil LR2GRAU NM1 REGMETRO LMRegional
0.48258 0.26389 0.76290 0.43744 0.45552 1.8186
LMMetrop2 LRRENT9070 LRPOtca70 LRPOap70 LRPOU9070
5.6014 0.68798 0.43018 0.59868 0.58305
Período 1970/80
a) Média
none sesu PROPPOBR Theil LRPOU LRRENT
0.18421 0.78070 0.57148 0.43798 0.85938 1.4255
LPOPT T345 LGI LTheil LR2GRAU NM1
11.378 0.37719 -1.3170 -0.85884 -3.3458 0.25439
REGMETRO LMRegional LMMetrop2 LRPOtca70 LRPOap70
0.28947 12.359 7.3910 -2.8236 -3.2180
(continua)
244
Thompson Almeida Andrade / Rodrigo Valente Serra
CID
AD
ES
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IAS
BR
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EIR
AS
(continuação)
b) Desvio-padrão
none sesu PROPPOBR Theil LRPOU LRRENT
0.38937 0.41560 0.17452 0.11044 0.42395 0.57862
LPOPT T345 LGI LTheil LR2GRAU NM1
0.73220 0.48682 0.48258 0.26389 0.76290 0.43744
REGMETRO LMRegional LMMetrop2 LRPOtca70 LRPOap70
0.45552 1.8186 5.6014 0.43018 0.59868
Período 1980/90
a) Média
none sesu NM1 REGMETRO T345 PROPPOBR80
0.18584 0.77876 0.24779 0.29204 0.61947 0.24286
THEIL80 LGI80 LPOPT80 LTHEIL80 LR2GRAU LMRegional
0.45199 -1.0583 11.916 -0.83059 -2.5865 13.736
LMMetrop2 LRPOUR9080 LRRENT9080 LRPOap80 LRPOtca80
8.5330 0.41722 0.22414 -3.2589 -2.9604
b) Desvio-padrão
none sesu NM1 REGMETRO T345 PROPPOBR80
0.39071 0.41693 0.43365 0.45672 0.48768 0.16407
THEIL80 LGI80 LPOPT80 LTHEIL80 LR2GRAU LMRegional
0.11960 0.39264 0.50796 0.27607 0.54177 2.0910
LMMetrop2 LRPOUR9080 LRRENT9080 LRPOap80 LRPOtca80
5.6000 0.23420 0.22264 0.42205 0.27155
Anexo 2
245
Crescimento econômico nas cidades médias brasileiras
CID
AD
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IAS
BR
ASIL
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Lista das cidades médias estudadas
MUNICÍPIO UFPOPULAÇÃOURBANA EM
1991MUNICÍPIO UF
POPULAÇÃOURBANA EM
1991
Porto Velhoa RO 229.788 São João de Meritic RJ 425.772
Rio Branco AC 168.679 Teresópolis RJ 101.219
Rio Branco/Plácido de Castro AC 4.332 Americana SP 153.653
Rio Branco/Senador Guiomard AC 6.303 Araçatuba SP 150.905
Rio Branco/Total AC 179.314 Araraquara SP 156.465
Boa Vista RR 120.157 Barueric SP 130.799
Boa Vista/Alto Alegre RR 3.356 Bauru SP 255.669
Boa Vista/Bonfim RR 1.221 Carapicuíbac SP 283.661
Boa Vista/Normandia RR 1.146 Cotiac SP 107.453
Boa Vista/Total RR 125.880 Diademac SP 305.287
Marabá PA 102.435 Embuc SP 155.990
Marabá/Curionópolis PA 15.074 Franca SP 227.854
Marabá/Parauapebas PA 27.443 Guarujá SP 210.192
Marabá/Total PA 144.952 Itapevic SP 107.976
Santarém PA 180.018 Itaquaquecetubac SP 164.957
Macapá AP 154.063 Jacareí SP 157.026
Macapá/Ferreira Gomes AP 1.512 Jundiaí SP 266.235
Macapá/Santana AP 45.800 Limeira SP 177.934
Macapá/Total AP 201.375 Marília SP 150.520
Imperatriz MA 210.051 Mauác SP 294.998
Imperatriz/Açailândia MA 46.195 Mogi das Cruzesc SP 246.845
Imperatriz/Total MA 256.246 Mogi-Guaçu SP 100.010
(continua)
246
Thompson Almeida Andrade / Rodrigo Valente Serra
CID
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BR
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AS
(continuação)
MUNICÍPIO UFPOPULAÇÃOURBANA EM
1991MUNICÍPIO UF
POPULAÇÃOURBANA EM
1991
Parnaíba PI 105.104 Piracicaba SP 269.961
Caucaiac CE 147.601 Praia Grande SP 123.492
Crato CE 70.280 Presidente Prudente SP 160.227
Juazeiro do Norte CE 164.922 Ribeirão Preto SP 426.819
Juazeiro do Norte/Crato CE 235.202 Rio Claro SP 132.739
Maracanaúb, c CE 156.410 Santa Bárbara d’Oeste SP 141.181
Sobral CE 103.868 Santos SP 427.273
Sobral/Forquilha CE 8.229 São Caetano do Sulc SP 149.519
Sobral/Total CE 112.097 São Carlos SP 148.408
Mossoróa RN 177.331 São José do Rio Preto SP 275.450
Campina Grande PB 307.468 São José dos Campos SP 425.515
João Pessoa PB 497.600 São Vicente SP 268.353
Cabo de Santo Agostinhoc PE 109.763 Sorocaba SP 374.108
Caruaru PE 182.012 Sumaré SP 225.528
Jaboatãoc PE 419.479 Suzanoc SP 152.003
Olindac PE 341.394 Taboão da Serrac SP 160.084
Paulistac PE 207.708 Taubaté SP 197.801
Paulista/Abreu e Limac PE 70.548 Cascavela PR 177.766
Paulista/Totalc PE 278.256 Colomboc PR 110.273
Petrolina PE 125.273 Foz do Iguaçu PR 186.385
Arapiraca AL 130.963 Foz do Iguaçu/SantaTerezinha de Itaipu PR 11.655
Arapiraca/Craíbas AL 5.068 Foz do Iguaçu /Total PR 198.040
Arapiraca/Total AL 136.031 Guarapuava PR 116.210
Aracaju SE 402.341 Guarapuava/Cantagalo PR 5.690
(continua)
247
Crescimento econômico nas cidades médias brasileiras
CID
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BR
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AS
(continuação)
MUNICÍPIO UFPOPULAÇÃOURBANA EM
1991MUNICÍPIO UF
POPULAÇÃOURBANA EM
1991
Camaçaric BA 108.232 Guarapuava/Turvo PR 2.844
Camaçari/Dias D’Avilac BA 29.478 Guarapuava/Total PR 124.744
Camaçari/Totalc BA 137.710 Londrina PR 366.676
Feira de Santana BA 349.557 Maringá PR 234.079
Ilhéus BA 144.232 Ponta Grossa PR 221.671
Itabuna BA 177.561 São José dos Pinhaisc PR 111.952
Itabuna/Jussari BA 4.609 Blumenau SC 186.327
Itabuna/Total BA 182.170 Criciúma SC 132.313
Itabuna/Ilhéus BA 326.402 Criciúma/Forquilhinha SC 4.416
Jequié BA 116.885 Criciúma/Total SC 136.729
Juazeiro BA 102.266 Florianópolis SC 239.996
Juazeiro/Sobradinho BA 19.482 Itajaí SC 114.555
Juazeiro/Total BA 121.748 Joinville SC 334.674
Juazeiro/Petrolina BA 247.021 Lajes SC 138.575
Vitória da Conquista BA 188.351 Lajes/Correia Pinto SC 12.593
Betimc MG 162.143 Lajes/Otacílio SC 10.595
Coronel Fabriciano MG 85.747 Lajes/Total SC 161.763
Ipatinga MG 178.830 São José SC 128.375
Timóteo MG 54.997 Alvoradac RS 141.881
Timóteo/Ipatinga/CoronelFabriciano MG 319.574 Canoasa, c RS 270.672
Contagemc MG 419.975 Caxias do Sul RS 264.775
Divinópolis MG 144.429 Gravataíc RS 167.863
Governador Valadares MG 215.098 Gravataí/Glorinhac RS 632
Juiz de Fora MG 380.249 Gravataí/Totalc RS 168.495
(continua)
248
Thompson Almeida Andrade / Rodrigo Valente Serra
CID
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BR
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(continuação)
MUNICÍPIO UFPOPULAÇÃOURBANA EM
1991MUNICÍPIO UF
POPULAÇÃOURBANA EM
1991
Montes Claros MG 227.759 Novo Hamburgoc RS 201.502
Poços de Caldas MG 105.205 Passo Fundoa RS 137.288
Ribeirão das Nevesc MG 119.925 Pelotas RS 265.162
Santa Luziac MG 130.186 Pelotas/Capão do Leão RS 2.700
Sete Lagoas MG 140.125 Pelotas/Morro Redondo RS 2.048
Teófilo Otoni MG 101.966 Pelotas/Total RS 269.940
Uberaba MG 200.705 Rio Grande RS 165.025
Uberlândia MG 358.165 Pelotas/Rio Grande RS 434.965
Cachoeiro do Itapemirim ES 117.119 São Leopoldoc RS 160.358
Cachoeiro doItapemirim/Vargem Alta ES 3.619 Sapucaia do Sulc RS 104.486
Cachoeiro do Itapemirim/Total ES 120.738 Santa Maria RS 196.342
Cariacica ES 261.084 Santa Maria/Faxinal doSoturno RS 4.611
Serra ES 220.615 Santa Maria/SilveiraMartins RS 737
Vila Velha ES 264.236 Santa Maria/Total RS 201.690
Vitória ES 258.777 Uruguaiana RS 105.822
Barra Mansa RJ 166.673 Viamãoa, c RS 156.145
Volta Redonda RJ 220.097 Douradosa MS 122.856
Barra Mansa/Volta Redonda RJ 386.770 Cuiabáa MT 395.662
Campos RJ 324.667 Rondonópolis MT 113.032
Campos/Italva RJ 6.352 Rondonópolis/Pedra Preta MT 7.638
Campos/Total RJ 331.019 Rondonópolis/Total MT 120.670
Itaboraíc RJ 147.249 Várzea Grande MT 155.307
Magéc RJ 172.255 Anápolis GO 226.925
(continua)
Bibliografia
ANDRADE, T. A., LODDER, C. A. Sistema urbano e cidades médias no Brasil. Rio deJaneiro: IPEA/INPES, 1979 (Coleção Relatórios de Pesquisa).
ANDRADE, T. A., SERRA, R. V. O recente desempenho das cidades médias no crescimentopopulacional urbano brasileiro. Rio de Janeiro: IPEA, 1998 (Texto paraDiscussão, 554).
GLAESER, E. L., KALLAL, H. D., SCHEINKMAN, J. A., SHLEIFER, A. Growth in cities.Journal of Political Economy, v. 100, n. 6, p. 1.126-1.152, 1992.
GLAESER, E. L., SCHEINKMAN, J. A., SHLEIFER, A. Economic growth in a cross-sectionof cities. Cambridge, Mass.: NBER, 1995 (Working Paper, 5.013).
IBGE. Regiões de influência das cidades: revisão atualizada do estudo da divisão do Brasil emregiões funcionais urbanas. 1987, 183 p.
SERRA, R. V. Cidades médias brasileiras: um recente retrato econômico e populacional. Riode Janeiro: Ippur/UFRJ, 1998 (Dissertação de Mestrado).
249
Crescimento econômico nas cidades médias brasileiras
CID
AD
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IAS
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(continuação)
MUNICÍPIO UFPOPULAÇÃOURBANA EM
1991MUNICÍPIO UF
POPULAÇÃOURBANA EM
1991
Nilópolisc RJ 158.092 Aparecida de Goiânia GO 175.555
Niteróic RJ 436.155 Luziânia GO 194.345
Nova Friburgo RJ 144.354 Luziânia/Santo Antôniodo Descoberto GO 28.606
Petrópolis RJ 249.080 Luziânia/Total GO 222.951
Petrópolis/São José do Vale doRio Preto RJ 7.192
Petrópolis/Total RJ 256.272a Município em que o estudo não incorporou as modificações territoriais ocorridas entre 1970 e 1991.b Município criado depois de 1980.c Município metropolitano.Obs.: Quando ao nome do município-base estiver adicionado o termo total, trata-se da incorporação de informações de municípioscriados entre 1970 e 1991 em área pertencente ao território do município-base em 1970.