O efeito de políticas públicas e de características locais sobre o desenvolvimento econômico: uma análise empírica baseada nos municípios de Minas Gerais

Abstract

Esta pesquisa usou dados cross-section, centrados em 2016, para analisar o efeito da distribuição dos gastos públicos e de certas preferências econômicas, demográficas e políticas no desenvolvimento dos municípios de Minas Gerais (i.e.: Índice Mineiro de Responsabilidade Social - IMRS) e suas subdimensões (i.e.: educação, saúde, vulnerabilidade social, segurança, saneamento/habitação/meio ambiente e cultura/esporte/lazer). Para tanto, as variáveis foram selecionadas via Extreme Bounds Analysis - EBA e estimaram-se modelos econométricos-espaciais. Os resultados indicam que o desenvolvimento é típico de cidades menores, afastadas da capital (mais seguras), com maior proporção de idosos (menos sujeitos à criminalidade), menor fecundidade (traço de locais seguros e menos vulneráveis), boa autonomia tributária (atributo das áreas menos vulneráveis, com mais saneamento e cultura/lazer), menores gastos em educação e administração pública e maiores em habitação. Ademais, os resultados minimizam a importância do Estado (i.e.: prefeituras) e do perfil produtivo local no desenvolvimento e revelam externalidades negativas associadas à capital estadual.

Alternate abstract:

This research used cross-section data, from 2016, to analyze the effect of public spending distribution and some economic, demographic and political preferences on municipalities’ development from Minas Gerais (i.e.: Índice Mineiro de Responsabilidade Social - IMRS) and their sub-dimensions (i.e.: education, health, social vulnerability, security, sanitation/housing/environment and culture/sport/leisure). Thus, the variables were selected by Extreme Bounds Analysis - EBA and econometric-spatial models were estimated. The results indicate that development is typical from smaller cities, far from the capital (safer), with higher elderly people proportion (less subject to crime), lower fertility (trait of safer and less vulnerable places), good tax autonomy (attribute of less vulnerable areas, with more sanitation and culture/leisure), lower spending on education and public administration and higher on housing. Furthermore, the results minimize the state (i.e.: municipal administration) and the local productive profile relevance on development and reveal negative externalities from the state capital.

1 Introdução

Embora as disparidades econômicas e a necessidade de retomada do crescimento, após a Segunda Guerra Mundial, tenham reacendido a questão do desenvolvimento econômico, o tema permanece controverso (Furtado, 2000; Jomo e Reinert, 2011). De um lado, os clássicos/neoclássicos tendem a assumir que o aumento da produção seria suficiente ao desenvolvimento e que a eficiência dos mercados reduziria, naturalmente, as disparidades. Já a vertente crítica/estruturalista alega que o desenvolvimento seria multifatorial (incluindo questões socioeconômicas, políticas, institucionais e estruturais) e que os mercados dificilmente reduziriam as desigualdades sem algum auxílio do Estado (Thirlwall; Pacheco-López, 2017; Cardoso, 2018).

Com base nesse desenvolvimento multifatorial, a Fundação João Pinheiro (FJP, 2020) criou o Índice Mineiro de Responsabilidade Social (IMRS), composto por 44 variáveis associadas às seguintes subdimensões: a) educação; b) saúde; c) vulnerabilidade social; d) segurança pública; e) saneamento, habitação e meio ambiente; f) cultura, esporte e lazer. Logo, valendo-se do IMRS, buscou-se verificar quais características locais poderiam acelerar/frear o desenvolvimento dos municípios de Minas Gerais e suas subdimensões. Para tanto, as variáveis explicativas, sugeridas pela literatura, foram previamente testadas via Extreme Bounds Analysis (EBA) (Levine; Renelt, 1992), e os modelos resultantes foram estimados com base em técnicas econométricas-espaciais (Almeida, 2012; Kelejian; Piras, 2017).

O foco em Minas Gerais justifica-se pela sua elevada heterogeneidade socioeconômica, que permite análises em localidades marcadamente distintas (Perobelli; Ferreira; Faria, 2007; Amaral, Lemos; Chein, 2007; Cardoso; Ribeiro, 2015), por possuir a maior concentração municipal do país (15,3% do total), favorecendo as propriedades assintóticas dos estimadores, e dispor de uma rica base de dados, com baixa incidência de missing values (Firme; Simão Filho, 2014, p. 683).

Entre as pesquisas voltadas para o desenvolvimento de Minas Gerais, nota-se o uso de técnicas exploratórias de agrupamento (Stefani et al., 2014; Cardoso; Ribeiro, 2015) e de estimativas econométricas não espaciais (Faria et al., 2011; Pereira; Pinto, 2012; Capobiango, 2012; Motta Filho et al., 2019).¹ Contudo, nenhuma delas emprega modelos econométricos-espaciais ao analisar os determinantes do IMRS e de suas subdimensões. Logo, acredita-se que a atual pesquisa traga, ao menos, duas contribuições à literatura: a) o controle da dependência espacial, que confere maior rigor estatístico e confiabilidade aos resultados (Almeida, 2012; Kelejian; Piras, 2017); b) a análise das subdimensões, que pode revelar particularidades do desenvolvimento que não seriam perceptíveis apenas com o índice global.

O - trabalho está organizado da seguinte forma: a próxima seção contém os possíveis determinantes do desenvolvimento e suas subdimensões. Logo após, encontram-se a metodologia e os dados utilizados. Os resultados, considerações finais e referências são apresentados em sequência.

2 Determinantes do desenvolvimento e suas subdimensões

A concepção multifatorial de desenvolvimento ganhou espaço após a conferência de Bretton Woods (1944), a criação da Organização das Nações Unidas (ONU), em 1945, e o estabelecimento da Comissão Econômica para a América Latina e o Caribe (CEPAL), em 1948 (Jomo; Reinert, 2011; Cardoso, 2018). Nesse cenário, proliferaram teorias desenvolvimentistas, que defendiam a industrialização custeada e/ou estimulada pelo Estado (Thirlwall; Pacheco-López, 2017). De modo geral, acredita-se que esse “desenvolvimento multifatorial” poderia ser mensurado (SEN, 2000) e dependeria de certas características e preferências locais. Entre estas, destacam-se:

a) Gasto Público Municipal (GPM): a importância do Estado, na geração de riqueza e desenvolvimento, já havia sido destacada por Rosestein-Rodan (1943) e Nurkse (1952). Para Bogoni, Hein e Beuren (2011, p. 162), tanto o crescimento quanto o desenvolvimento econômico requerem efetiva participação do governo, a fim de garantir a industrialização, o crescimento adequado da população, a urbanização, a expansão da cultura e a distribuição de renda. Após a Constituição de 1988, houve um “intenso processo de descentralização política, administrativa e fiscal, buscando conferir aos municípios uma maior autonomia para a formulação e implementação de políticas públicas no âmbito local” (Barroso et al., 2022, p. 2). Não à toa, a literatura nacional tem revelado que os gastos municipais em segurança, assistência/previdência social, educação, saúde, habitação, transporte, infraestrutura e comunicação estimulariam o crescimento/desenvolvimento local (Dias, 2007; Bogoni, Hein, Beuren, 2011; Reis et al., 2013; Sousa; Rosa; Ribeiro, 2019). Quanto à questão fiscal, Oliveira e Biondini (2013) sugerem que municípios desenvolvidos dependeriam menos de transferências e mais de impostos inerentes à própria atividade local. Já Lazarin et al. (2014) afirmam que o próprio endividamento municipal, se usado de forma sustentável, poderia estimular o desenvolvimento local.

b) Perfil Político (Pf. POL): para Prébisch (1949) e Furtado (2000), o desenvolvimento dependeria de questões históricas e culturais. Nesse sentido, considerou-se o efeito do engajamento político e do histórico de continuidade/alternância partidária nas últimas eleições no desenvolvimento local. Estudos indicam que maiores taxas de participação eleitoral poderiam melhorar a distribuição de renda (Mueller; Stratmann, 2003) e a eficiência da educação (Cavalcante, 2013), com reflexos positivos sobre o desenvolvimento. Segundo Pavarina (2003, p. 89), o engajamento eleitoral seria um importante indicador do capital social de um município (revelando o grau de civismo e o “interesse popular por questões coletivas”) e poderia impulsionar o desenvolvimento regional. Já Carvalho Neto (2012, p. 180) afirma que a alternância partidária, quando bem exercida, auxiliaria “na consolidação das práticas democráticas e, em maior grau, na celebração da vida com liberdade e na correlata captura daquela que é, ou deveria ser, uma legítima pretensão dos povos: a busca da plena felicidade”.

c) Perfil Econômico (Pf. ECO): a literatura sugere que o desenvolvimento decorreria dos encadeamentos produtivos (Hirschman, 1961) e que a industrialização poderia acelerá-lo (Rosestein-Rodan, 1943; Nurkse, 1952; Prébisch, 1949; Furtado, 2000). Logo, verificou-se o efeito do perfil produtivo local (i.e.: percentual oriundo da indústria, agropecuária, serviços e administração pública) sobre o desenvolvimento. Veríssimo e Saiani (2019, p. 905) afirmam que “a indústria tem papel importante sobre o crescimento nos municípios com menores níveis de renda. Porém, em municípios com níveis superiores de renda, a importância dos serviços como motor do crescimento é relativamente maior”. Já Dassow et al. (2010) sugerem que o crescimento seria maior nos principais centros agropecuários municipais. Dada a descrença de Nurkse (1952), quanto à capacidade privada em ofertar os recursos necessários ao investimento, incluíram-se a poupança e os empréstimos privados municipais. De modo geral, tem-se verificado uma relação positiva entre a oferta de crédito municipal e o crescimento econômico (Pires, 2005; Andrade, 2009; Otake, Sampaio; Silva, 2017; Monte, Aguiar; Souza, 2021). Ademais, como North (1990) afirmava que a hipótese de mercados perfeitos era aceitável apenas às economias desenvolvidas (Toyoshima, 1999, p. 100) e os mercados imperfeitos (oligopolizados) geram maior concentração de renda, o índice de GINI também foi considerado.2 2 Para Barro (2000), o efeito da desigualdade (GINI) sobre a atividade econômica é ambíguo. De um lado, a elevação das disparidades poderia frear o crescimento ao: a) inibir a poupança e o acesso ao crédito de uma maior parcela da população; b) estimular a criminalidade, motins e rupturas políticas; c) gerar a necessidade de mais programas assistenciais e seus respectivos impostos; d) incitar os mais ricos a atividades “não produtivas”, como o lobby e a corrupção, a fim de evitar políticas redistributivas. Alternativamente, a concentração de renda poderia estimular a economia ao viabilizar investimentos com elevado custo de entrada.

d) Perfil Demográfico (Pf. DEM): segundo Lewis (1954), o excesso de mão de obra, frente ao estoque de capital, seria um entrave ao desenvolvimento. Dada a dificuldade em mensurar o estoque de capital municipal (Firme; Simão Filho, 2014, p. 687), apenas fatores demográficos, associados à oferta de trabalho (como as taxas de longevidade e natalidade, a relação entre idosos e jovens e a proporção da população urbana em relação à rural), foram considerados. Para Crenshaw et al. (1997), o crescimento populacional e/ou da natalidade seria prejudicial ao desenvolvimento, pois dificultaria que seus benefícios atingissem a crescente população. Como a relação “centro-periferia” pode favorecer os grandes centros (Prébisch, 1949), a densidade e o porte populacional também foram incluídos. Segundo Reis et al. (2013), um elevado grau de urbanização facilitaria o acesso/prestação dos serviços públicos. Os autores ainda afirmam que os desafios de governança, dos gestores públicos, cresceriam conforme o porte populacional da região. Ademais, estudos sugerem que a criminalidade aumentaria em locais com elevada proporção de jovens, densidade populacional e alta fecundidade (Hartung; Pessoa, 2007; Uchôa Menezes, 2012; Anjos-Júnior et al., 2018). Por fim, Bhargava et al. (2001) sugerem que a expectativa de vida refletiria a saúde do trabalhador e teria efeitos positivos na atividade econômica.

Visando captar o transbordamento do principal “polo” de Minas Gerais (i.e.: Belo Horizonte) sobre as regiões mais próximas (Perroux, 1967; Hirschman; 1961), inclui-se a distância de cada município à capital estadual. Por fim, usaram-se as técnicas econométricas-espaciais (ver metodologia) para captar as externalidades regionais, sugeridas por Myrdal (1965) e Perroux (1967).

2.1 As subdimensões do desenvolvimento

Os benefícios do desenvolvimento sobre o bem-estar são notórios (Lowry, 1972). Todavia, melhorias nas subdimensões do IMRS (proxy do desenvolvimento) também trariam ganhos sociais específicos. Tais como:

a) Educação e saúde: melhorias nessas áreas incluiriam maior crescimento econômico (Mankiw; Romer; Weil, 1992; Bhargava et al., 2001; Noronha et al. 2010; Firme; Simão Filho, 2014), reduções nas desigualdades (Neves Lima, 2019; Barros et al., 2007) e na criminalidade, maior participação eleitoral (Moretti, 2003) e a predileção por regimes mais democráticos (Barro, 1999).

b) Defesa/segurança pública: embora a criminalidade seja fomentada pelo desemprego, desigualdade e falta de ensino (Soares, 2004), investimentos em defesa/segurança tenderiam a frear as ações delituosas, reduzindo a incerteza dos investidores (Goulas; Zervoyianni, 2013) e gerando estímulos à economia (Rocha; Giuberti, 2007).

c) Vulnerabilidade social: Abramovay et al. (2002) afirmam que este problema restringe as oportunidades dos indivíduos mais pobres, empurrando-os à criminalidade (principalmente os jovens). Aragão et al. (2012) alegam que os gastos com assistência/previdência social não apenas minimizariam a vulnerabilidade, mas também teriam elevada capacidade de estímulo econômico.

d) Meio ambiente, saneamento e habitação: para Heller (1998), locais com melhores níveis de saneamento (i.e.: acesso à água potável e serviços de esgoto, limpeza e drenagem urbana) seriam mais saudáveis e produtivos. A carência desses serviços aumentaria a mortalidade infantil (Isunju et al., 2011) e inviabilizaria até mesmo os pequenos empreendimentos locais, perpetuando a pobreza (Srinivasu; Rao, 2013).

e) Cultura, esporte e lazer: além do bem-estar físico e psicológico, os investimentos nesses setores estimulam o crescimento econômico, principalmente em locais menos desenvolvidos (Min; Roh; Bak, 2016) e, no caso brasileiro, geram impactos acima da média sobre o emprego e o salário (David; Guilhoto, 2013; Ferreira Neto et al. 2018).

Nesta pesquisa, assumiu-se que os determinantes do desenvolvimento (IMRS) também poderiam afetar suas subdimensões. Assim, usou-se o procedimento EBA para selecionar as variáveis explicativas relevantes ao IMRS e suas subdimensões. Feito isso, estimaram-se modelos econométricos-espaciais a fim de minimizar possíveis vieses oriundos da dependência espacial.

3 Metodologia e base de dados

Diferentemente das abordagens clássicas, que adotam agentes atomísticos e independentes entre si, Anselin (2003) sugere que a interação entre indivíduos heterogêneos geraria externalidades espaciais que seriam fundamentais às análises econômicas. Para Gallo e Ertur (2003, p. 176),

There are a number of factors - trade between regions, technology and knowledge diffusion and more generally regional spillovers - that lead to geographically dependent regions. Because of spatial interactions between regions, geographical location is important in accounting for the economic performances of regions.

Empiricamente, Almeida (2012) e Kelejian e Piras (2017) ressaltam que ignorar esses efeitos espaciais poderia gerar estimativas enviesadas e/ou ineficientes. Logo, a abordagem econométrica-espacial, utilizada neste estudo, busca controlar esses fenômenos espaciais, aumentando o rigor estatístico associado aos resultados.

3.1 O modelo econométrico-espacial

Visando avaliar os efeitos dos gastos públicos municipais (GPM) e dos perfis econômico (Pf.ECO), demográfico (Pf.DEM) e político (Pf. POL) sobre o desenvolvimento dos municípios de Minas Gerais (IMRS), usou-se a seguinte equação:

[Formula Omitted. See PDF] [Formula Omitted. See PDF] (1)

Sendo: [Formula Omitted. See PDF] ; ε ~ (0,[Formula Omitted. See PDF] ).

Onde W é uma matriz de pesos espaciais.³ 3 Como LeSage e Pace (2014a) afirmam que os resultados econométricos-espaciais são pouco sensíveis à escolha de W, principalmente quando a escolha é entre matrizes de proximidade e/ou contiguidade, optou-se pela matriz de contiguidade rainha, que tem sido bastante utilizada em estudos da área (Leite; Magalhães, 2012; Silva, Borges; Parré, 2014; Brambilla et al., 2017; Bastos et al., 2019; Leão et al., 2020). Como o desenvolvimento de um município pode impulsionar o de seus vizinhos, e vice-versa (Myrdal, 1965), inclui-se a variável dependente defasada espacialmente [[Formula Omitted. See PDF] ]. Ademais, [Formula Omitted. See PDF] é a constante, [Formula Omitted. See PDF] capta o “efeito polo”, [Formula Omitted. See PDF] são vetores, com os coeficientes de impacto das variáveis selecionadas e [Formula Omitted. See PDF] seus respectivos transbordamentos espaciais. [Formula Omitted. See PDF] mede a autocorrelação espacial da variável dependente, enquanto [Formula Omitted. See PDF] capta a dependência espacial nos resíduos ([Formula Omitted. See PDF] ). Por fim, ε representa um resíduo bem-comportado.

A partir da Equação 1, têm-se os seguintes modelos espaciais ( Almeida, 2012): a) a-espacial ([Formula Omitted. See PDF] ); b) Spatial Lag of X - SLX ([Formula Omitted. See PDF] ); c) Spatial Auto-Regressive - SAR ([Formula Omitted. See PDF] ); d) Spatial Error Model - SEM ([Formula Omitted. See PDF] ); e) Spatial Autoregressive Confused - SAC ([Formula Omitted. See PDF] ); f) Spatial Durbin Model - SDM ([Formula Omitted. See PDF] ); g) Spatial Durbin Error Model - SDEM ([Formula Omitted. See PDF] ); h) General Spatial Model - GSM ([Formula Omitted. See PDF] ).

Os modelos (a) e (b) podem ser estimados por MQO (Almeida, 2012). Porém, no SAR (c) e no SDM (f), a endogeneidade oriunda de [Formula Omitted. See PDF] precisa ser corrigida via Mínimos Quadrados em dois estágios (MQ2E).⁴ 4 Os instrumentos recomendados para W(IMRS) incluem as variáveis explicativas com uma ou duas defasagens espaciais, WX e W2X, respectivamente (Almeida, 2012; Kelejian; Piras, 2017). A dependência espacial nos resíduos, no SEM (d) e no SDEM (g) pode ser corrigida via Método Generalizado dos Momentos Espacial (MGME) (Kelejian; Prucha, 1999). Quanto ao SAC (e) e ao GSM (h), sugere-se o uso do MQ2E Espacial Generalizado, de Kelejian e Prucha (1998).

A fim de assegurar a validade das estatísticas t e F, usou-se o procedimento HAC (Heteroskedastic Autocorrelation Consistent) nas estimações por MQO e MQ2E e a técnica KP-HET no MGME e MQ2EE (Kelejian; Prucha, 2007; 2010), ambos disponíveis no software GeodaSpace. Como esta pesquisa contou com 853 observações, assumiu-se “que a normalidade dos estimadores de MQO ainda é aproximadamente verdadeira em amostras grandes, mesmo sem a normalidade dos erros” (Woldridge, 2010, p. 113). Ainda assim, ressalta-se que o MQ2E e o MGME prescindem da hipótese de normalidade residual (Kelejian; Piras, 2017). Quanto à adequação dos resíduos, usou-se os testes de Jarque-Bera (J.B.), onde [Formula Omitted. See PDF] : distribuição normal, Breusch-Pagan (B.P.) e Koenker-Bassett (K.B.), ambos com [Formula Omitted. See PDF] : homocedasticidade, e I de Moran (I.M.), cujo [Formula Omitted. See PDF] : não há autocorrelação espacial residual ([Formula Omitted. See PDF] ) (Almeida, 2012).

Visando aumentar a credibilidade dos resultados, as variáveis relevantes ao desenvolvimento (IMRS) e suas subdimensões foram pré-selecionadas via Extreme Bounds Analysis (EBA) (Levine; Renelt, 1992). Feito isso, estimaram-se modelos a-espaciais e incluíram-se controles espaciais nas variáveis explicativas ([Formula Omitted. See PDF] ), na dependente ([Formula Omitted. See PDF] ) e nos resíduos ([Formula Omitted. See PDF] ).

A técnica EBA, ao avaliar o coeficiente ([Formula Omitted. See PDF] ) de uma variável explicativa qualquer ([Formula Omitted. See PDF] ), frente a diferentes combinações das demais explicativas ([Formula Omitted. See PDF] ), acaba reduzindo a chance de que os resultados variem conforme a especificação adotada (Hoover; Perez, 2004 , p. 766). Formalmente, o teste consiste em realizar estimativas, por MQO, semelhantes à Equação 2:

[Formula Omitted. See PDF] [Formula Omitted. See PDF] (2)

onde: [Formula Omitted. See PDF] é uma constante, [Formula Omitted. See PDF] é a variável testada, F é um grupo fixo de regressores (nesta pesquisa, adotou-se [Formula Omitted. See PDF] ) e S é um subconjunto de três variáveis, extraídas da matriz [Formula Omitted. See PDF] , que contém todas as [Formula Omitted. See PDF] variáveis explicativas, exceto a constante e a variável testada (logo: [Formula Omitted. See PDF] e [Formula Omitted. See PDF] municípios). Assim, efetuam-se estimativas para todas as combinações de [Formula Omitted. See PDF] (tomadas 3 a 3), o que resulta em [Formula Omitted. See PDF] regressões para cada variável [Formula Omitted. See PDF] testada.

Para Levine e Renelt (1992), [Formula Omitted. See PDF] será “robusta” se seu limite inferior (menor [Formula Omitted. See PDF] estimado menos 2 desvios padrão) e superior (maior [Formula Omitted. See PDF] estimado mais 2 desvios padrão) forem significativos (a 5% de significância) e mantiverem o mesmo sinal. Todavia, como esse critério é bastante restritivo (Beugelsdijk et al., 2004), considerou-se um nível de significância de 15% e apenas 1 desvio padrão nos cálculos. O referido teste foi disponibilizado no software STATA por Impávido (1998).

3.2 Base de dados

a) Variáveis dependentes

IMRS e suas subdimensões: usou-se o Índice Mineiro de Responsabilidade Social (IMRS), da FJP (2020), para medir o nível de desenvolvimento municipal.⁵ 5 Como a construção do IMRS não permite análises intertemporais (FJP, 2020), usaram-se dados cross-section, centrados em 2016, devido à maior oferta de informações nesse ano. Englobando 44 variáveis, esse índice é uma média ponderada de seis subdimensões: Educação (EDU), 20%; Saúde (SAU) (20%), Vulnerabilidade Social (VUL), 15%; Segurança Pública (SEG), 15%; Saneamento, Habitação e Meio ambiente (S.H.A.), 15%; e Cultura, Esporte e Lazer (C.E.L.), 15%. Assim como o IMRS, estas seis subdimensões também foram utilizadas como variáveis dependentes nesta pesquisa.⁶ 6 Os componentes das subdimensões do IMRS encontram-se em: <http://imrs.fjp.mg.gov.br/Home/IMRS>. Acesso em: 10 junho de 2020. Todos os índices variam de 0 (pior) a 100 (melhor) e referem-se a 2016.

b) Variáveis explicativas

GPM: visando captar o efeito dos gastos públicos municipais, considerou-se o superávit municipal per capita (SUP) (IPEADATA, 2020)⁷ 7 Os superávits correntes de 2000 e 2008 foram convertidos em R$ de 2016 via IPCA (IPEADATA, 2020). Feito isso, calculou-se a média entre 2000, 2008 e 2016. e o percentual dos gastos destinado à saúde (G.SAU), educação (G.EDU), segurança (G.SEG), assistência social (G.SOC), administração pública (G.ADP), ciência/tecnologia (G.TEC), habitação (G.HAB) e infraestrutura (G.INF). As variáveis G.ADP e G.TEC são do IPEADATA (2020), e as demais da FJP (2020). Incluiu-se, ainda, o índice de desenvolvimento tributário e econômico (IDTE) (FJP, 2020). Em geral, [Formula Omitted. See PDF] indica alta capacidade de arrecadação e baixa dependência de transferências. O contrário é válido quando [Formula Omitted. See PDF] (Oliveira; Biondini, 2013, p. 43). Com exceção de G.TEC (que se refere a 2017), todas são médias entre 2000, 2008 e 2016. Como apenas 36 municípios possuem [Formula Omitted. See PDF] , essa variável foi convertida em uma dummy, cujo valor é 1 onde houve gasto e zero nos demais.

Pf.POL: o perfil político considerou dados do Tribunal Superior Eleitoral (TSE) de 2020, referentes a 2000, 2004, 2008, 2012 e 2016. Nessa categoria, incluiu-se o comparecimento médio (%) nas eleições para prefeito (C.ELE), a média de vereadores para cada 100 mil habitantes (VER) e a alternância político-partidária à prefeitura (PREF) nos anos mencionados. Sendo PREF uma variável categórica (i.e.: 0, 1, 2, 3, 4 e 5), onde zero indica a ausência de alternância partidária.

Pf.ECO: o perfil econômico engloba o percentual do PIB (média entre 2002 e 2016), oriundo da Indústria (IND), agropecuária (AGRO), serviços (SERV) e administração pública (A.PUB), todos da FJP (2020). Ademais, incluiu-se a desigualdade de renda - GINI de 2010 (Atlas PNUD, 2020) e algumas preferências financeiras (ESTBAN, 2020), como o nível per capita de poupança (POUP) e de empréstimos (EMP.B) privados (média dos meses de dezembro de 2000, 2008 e 2016). Assim como SUP, os valores de 2000 e 2008, de ambas as variáveis, foram convertidos em R$ de 2016.

Pf.DEM: o perfil demográfico contém a taxa de fecundidade (FEC), a esperança de vida ao nascer (ESP) (Atlas PNUD, 2020), a relação entre jovens (menores de 18 anos) e idosos (ID.JO), a taxa de urbanização (UR.RU), a densidade demográfica (DEN.P) (FPJ, 2020) e o porte populacional (PORT) (IBGE, 2020). Com exceção de FEC e ESP, que têm 2010 como base, as demais são médias entre 2000, 2008 e 2016.

Efeito Polo: refere-se à distância (em quilômetros) do município em relação à capital estadual, ou seja, a Belo Horizonte - (DT.BH) (IPEADATA, 2020).

4 Análise dos resultados

Para que os [Formula Omitted. See PDF] estimados reflitam as elasticidades entre [Formula Omitted. See PDF] e [Formula Omitted. See PDF] (Wooldridge, 2010, p. 44) e visando reduzir os problemas de não normalidade (Pino, 2014, p. 28), as variáveis foram tomadas em logaritmo - exceto os gastos em tecnologia (G.TEC) e a alternância político-partidária à prefeitura (PREF), que são variáveis binária e categórica, respectivamente. Para tanto, a transformação mín-máx foi usada nos superávits (SUP), que podiam ser negativos.⁸ 8 Formalmente (OECD, 2008, p.30): SUPnorm={[SUP−min(SUP)][max(SUP)−min(SUP)]*100}. Assim, após efetuar 2600 estimações para cada variável explicativa,⁹ 9 Esta pesquisa contou com 27 variáveis explicativas. Logo, ao avaliar uma delas (Z), o conjunto restante (X) ficaria com 26 variáveis (N=26). Assim, {26!/[(26−3)!3!]}=2.600 estimações. a técnica EBA permitiu identificar/excluir as não significativas (♦) e aquelas com dubiedade de sinal ((), que seriam inadequadas à pesquisa (Tabela 1).

[Table Omitted. See PDF.]

Tabela 1

Modelos irrestritos a-espaciais: baseados nos testes EBA

Entre as variáveis testadas, apenas a alternância partidária à prefeitura (PREF) e os gastos em segurança (G.SEG), assistência social (G.SOC), tecnologia (G.TEC) e infraestrutura (G.INF) revelaram-se inadequados em todos os cenários do teste EBA (Tabela 1) e foram excluídos das estimativas subsequentes. Embora fosse possível inferir sobre os sinais estimados via EBA, essa técnica usa modelos restritos (com apenas quatro variáveis explicativas e a constante) e sem os devidos controles espaciais. Desse modo, reportaram-se apenas os coeficientes dos modelos a-espaciais irrestritos (Tabela 1), com transbordamentos espaciais - SLX (Tabela 2) e controles para a dependência espacial na variável dependente - SDM e/ou nos resíduos - SDEM/GSM (Tabela 3), excluindo-se as variáveis “inadequadas” no teste EBA (assinaladas por ♦ e () das referidas estimações.¹⁰ 10 Nos casos em que o teste EBA indicou IND, AGRO e SERV como relevantes (i.e.: EDU, SAU e S.H.A), adotou-se AGRO como referência (REF), pois o somatório dessas variáveis seria perfeitamente linear à constante (CTE), nas estimativas restritas.

Os modelos a-espaciais mostraram razoável capacidade explicativa ([Formula Omitted. See PDF] ) sobre o desenvolvimento (IMRS), com menor índice na subdimensão da saúde, SAU ([Formula Omitted. See PDF] ) e maior na vulnerabilidade, VUL ([Formula Omitted. See PDF] ). Embora os testes Koenker-Bassett (K.B.) e I de Moran (I.M.) indiquem que apenas os modelos (f) e (g) seriam homocedásticos e livres de dependência espacial, a técnica HAC garante a validade das inferências (Tabela 1). A não normalidade residual do modelo (a), detectada via Jarque-Bera (J.B.), foi controlada no modelo (b), via inclusão de dummies para os resíduos discrepantes (Firme; Simão Filho, 2014, p. 697). Como não houve alteração relevante de significância e/ou sinal, aceitou-se o pressuposto de normalidade assintótica nos demais casos.

Entre as variáveis significativas (Tabela 1), apenas o transbordamento associado a Belo Horizonte, DT.BH (no caso do IMRS) e os impactos do IDTE (na subdimensão da Educação, EDU) e da participação agropecuária na produção, AGRO, (na Segurança, SEG) apresentaram alteração de sinal em relação ao teste EBA. Portanto, os demais sinais parecem confiáveis. Ainda assim, essas estimativas, ao desconsiderarem os transbordamentos espaciais, podem conter viés (Almeida, 2012).

A inclusão dos transbordamentos (Tabela 2) reduziu os critérios SC (em relação à Tabela 1) e revelou a existência de transbordamentos significativos em todos os modelos. Contudo, o Multiplicador de Lagrange Robusto (MLR) sugere que apenas os modelos (d: SAU) e (f: VUL) estariam livres de dependência espacial nos resíduos ([Formula Omitted. See PDF] ) e na variável dependente ([Formula Omitted. See PDF] ).

[Table Omitted. See PDF.]

Tabela 2

Modelos irrestritos com transbordamentos espaciais ([Formula Omitted. See PDF] )

Visando controlar a dependência espacial remanescente, estimaram-se modelos SDM [quando MLR([Formula Omitted. See PDF] ) > MLR([Formula Omitted. See PDF] )], SDEM [se MLR([Formula Omitted. See PDF] ) < MLR([Formula Omitted. See PDF] )] e GSM, que inclui a possibilidade de [Formula Omitted. See PDF] e [Formula Omitted. See PDF] (Tabela 3). Os resultados indicam que o GSM é o mais indicado para o desenvolvimento (IMRS). Para as subdimensões da educação (EDU), segurança (SEG) e saneamento, habitação e meio ambiente (S.H.A.), recomenda-se o SDM. Já a cultura, esporte e lazer (C.E.L.) seria melhor explicada via SDEM. Para os demais casos (SAU e VUL) sugere-se o SLX da Tabela 2.¹¹ 11 No SLX, o efeito total de qualquer variável x é a soma do seu efeito inicial (β1x) mais o transbordamento (β2Wx). Já no SDM e GSM, deve-se ponderar o efeito direto (i.e.: β1x+β2Wx) pelo efeito multiplicador gerado por ρ≠0 (Lesage; Pace, 2014b; Golgher; Voss, 2016). .

As estimativas do GSM (Tabela 3) indicam que os municípios mais desenvolvidos (IMRS) teriam populações mais envelhecidas (JO.ID), com menor fecundidade (FEC), alta arrecadação própria (IDTE) e estariam mais afastados da capital (DT.BH). Ademais, gastariam mais com habitação (G.HAB), menos com educação (G.EDUC) e teriam vizinhos que destinariam menos recursos à máquina pública (WG.ADP). Como [Formula Omitted. See PDF] , pode-se inferir que o crescimento populacional seria nocivo ao desenvolvimento.

A educação - EDU (i.e.: maior cobertura e qualidade de ensino, grau de escolaridade e docentes per capita) revelou-se superior em áreas populosas (PORT), voltadas ao setor de serviços (SERV), com alta proporção de jovens (WJO.ID), pouca dependência do setor público [[Formula Omitted. See PDF] ], baixa desigualdade (WGINI) e ênfase de gastos na saúde (WG.SAU) (Tabela 3). Essa associação positiva entre saúde e educação já havia sido identificada por Noronha et al. (2010) e sugere que indivíduos mais saudáveis seriam estudantes melhores.

Os melhores indicadores de saúde - SAU (i.e.: menores taxas de mortalidade e maior cobertura de atendimento) estariam em localidades pouco dependentes do setor de serviços [[Formula Omitted. See PDF] ], cuja população é engajada politicamente [[Formula Omitted. See PDF] ] e menos concentrada em áreas urbanas (URB) (Tabela 2). Para Gouveia (1999), a deterioração e pobreza das áreas urbanas tem alterado a ideia de que tais locais teriam melhores condições de saúde.

[Table Omitted. See PDF.]

Tabela 3

Modelos irrestritos com todos os controles espaciais ([Formula Omitted. See PDF] , [Formula Omitted. See PDF] e [Formula Omitted. See PDF] )

A segurança - SEG (i.e.: menores taxas de homicídios e crimes violentos) revelou-se maior em locais voltados ao setor de serviços (IND e AGRO negativos), afastados da capital (DT.BH), com menor concentração populacional (DEN.P), poucos jovens (JO.ID), baixa fecundidade (FEC), alta expectativa de vida (WESP) e menores níveis de arrecadação tributária (IDTE) (Tabela 3). O efeito negativo da proporção de jovens, da densidade populacional e da alta fecundidade sobre a segurança encontra respaldo em Hartung e Pessoa (2007), Uchôa e Menezes (2012) e Anjos-Júnior et al. (2018).

A vulnerabilidade social - VUL (i.e.: locais com menos pobreza e dependentes de auxílios e mais entidades sociais) apresenta-se menor em concentrações urbanas [[Formula Omitted. See PDF] e [Formula Omitted. See PDF] ], que possuem alta capacidade de arrecadação (IDTE), baixa fecundidade (FEC), elevada expectativa de vida (ESP) e indivíduos com maior capacidade de tomar empréstimos [[Formula Omitted. See PDF] ] (Tabela 2). Portanto, a concentração populacional, em áreas urbanas, somada a uma oferta menos restrita de crédito bancário, poderia minimizar a vulnerabilidade social.

Os locais com melhores níveis de saneamento, habitação e meio ambiente - S.H.A. (i.e.: com políticas voltadas à área e bons serviços de água, lixo e esgoto) parecem gastar proporcionalmente menos em educação (G.EDUC), concentram-se no setor de serviços (SERV) e possuem boa autonomia tributária [[Formula Omitted. See PDF] ] (Tabela 3). Destaca-se que, segundo Cardoso e Ribeiro (2015), essa subdimensão seria uma das menos problemáticas em Minas Gerais.

Os locais mais privilegiados, em termos de cultura, esporte e lazer - C.E.L. (i.e.: com mais bibliotecas, grupos artísticos, patrimônio cultural e políticas de estímulo ao esporte), possuem características de grandes centros, com alta densidade populacional (DEN.P), boa capacidade de arrecadação (IDTE) e certa desigualdade (GINI). Ademais, gastariam menos com a administração pública [[Formula Omitted. See PDF] ] e possuiriam baixa fecundidade (FEC). A FGV (2015) já havia indicado que os gastos em C.E.L. estariam restritos aos grandes centros e seriam quase ignorados nas cidades de menor porte. Não à toa, Cardoso e Ribeiro (2015, p. 370) verificaram que o “acesso ao lazer e cultura (...) mostraram-se precários na maior parte do território de Minas Gerais”.

5 Considerações finais

Esta pesquisa usou dados cross-section, centrados em 2016, para analisar o efeito da distribuição dos gastos públicos e de certas preferências econômicas, demográficas e políticas sobre o desenvolvimento dos municípios de Minas Gerais (medido via Índice Mineiro de Responsabilidade Social - IMRS) e suas subdimensões (i.e.: educação, saúde, vulnerabilidade social, segurança, saneamento/habitação/meio ambiente e cultura/esporte/lazer). Para tanto, as variáveis explicativas foram previamente selecionadas via Extreme Bounds Analysis - EBA, e os modelos resultantes estimados com base em técnicas econométricas-espaciais.

Conforme esperado, a análise das subdimensões do desenvolvimento revelou possíveis canais de transmissão que não seriam perceptíveis ao considerar apenas o índice global. Por exemplo, verificou-se que tanto o desenvolvimento geral quanto a segurança (subdimensão) aumentariam em locais afastados da capital. Portanto, é provável que essa melhoria no desenvolvimento se deva à elevada segurança proporcionada pelas cidades afastadas dos grandes centros. Desse modo, também é possível inferir que as regiões mais desenvolvidas seriam mais envelhecidas (característica de locais menos propensos ao crime), com menor fecundidade (traço das regiões menos vulneráveis e mais seguras) e alta capacidade de arrecadação tributária (atributo comum aos locais menos vulneráveis, com maior saneamento e melhores opções de cultura/lazer). Ademais, possuiriam menor porte populacional e gastariam proporcionalmente menos com a educação e a administração pública (permitindo melhorias no saneamento e na cultura/lazer) e mais com habitação.

A dificuldade em conciliar um alto crescimento populacional e/ou fecundidade com o desenvolvimento é notória (Lewis, 1954). O fato é que tais cenários aumentam a proporção de trabalhadores, em relação aos demais fatores de produção, gerando redução salarial e desemprego (Mankiw; Romer; Weil, 1992). O impacto negativo do percentual gasto em educação não é incomum e indica que esse tipo de despesa demoraria a surtir impactos reais (Sousa et al., 2020) e seria menos efetiva em regiões pouco desenvolvidas (Neduziak; Correia, 2017; Almeida; Firme, 2018). Não à toa, os dados do Banco Mundial (2021) mostram que os países mais ricos investiriam proporcionalmente menos em educação (em 2017, os países de renda alta, média-alta, média, média-baixa e baixa investiram, respectivamente, 12.0%, 13,5%, 15,7%, 15,7% e 15,4% do PIB em educação). O efeito negativo dos gastos com a administração pública e o fato de nenhum perfil produtivo ter sido significativo geram dúvidas sobre o papel indutor do Estado (i.e.: prefeituras) e sugerem que qualquer perfil produtivo estaria apto a obter bons níveis de desenvolvimento. Ademais, a despeito de Perroux (1967) e Hirschman (1961), o principal polo da região parece gerar externalidades negativas sobre seus vizinhos (com possível redução dos indicadores de segurança).

Cabe destacar que a escala municipal considerada, embora permita incluir mais observações dentro de um mesmo espaço geográfico, acaba restringindo o período analisado e dificulta a obtenção de boas proxies. Além disso, a impossibilidade de empregar dados em painel impede que certos controles temporais sejam adotados. Apesar dessas limitações, boa parte dos resultados encontra respaldo na literatura e, acredita-se, poderiam auxiliar a realocação ótima de recursos públicos e/ou servir de diretriz para propor mudanças, no comportamento local, que acelerem o desenvolvimento regional.

Em termos práticos, melhorias na educação poderiam ser impulsionadas por investimentos na saúde e/ou políticas que reduzam as desigualdades. A saúde, embora deteriorada nos grandes centros, poderia avançar mediante um maior engajamento da sociedade na política local. A segurança, dada sua estreita relação com fatores demográficos, pode ser favorecida pela natural diminuição da proporção entre jovens/idosos. A redução da vulnerabilidade requer políticas demográficas (que evitem a explosão populacional) e uma oferta maior de crédito aos menos favorecidos. A habitação revelou-se refém da arrecadação tributária municipal. Ainda assim, seria possível aprimorá-la com recursos das demais esferas governamentais. Por fim, os melhores indicadores de cultura, esporte e lazer concentram-se nos grandes centros, sugerindo certa escassez de políticas voltadas para essa área em cidades de pequeno e de médio porte.

Agradecimentos

Os autores agradecem à Pró-Reitoria de Pós-Graduação e Pesquisa da Universidade Federal de Juiz de Fora (PROPP/UFJF), por incentivar a presente pesquisa; aos professores Luckas Sabioni Lopes e Sahra Ferreira Pinheiro, ambos do Departamento de Economia da UFJF/Governador Valadares, por suas sugestões teóricas e metodológicas; aos pareceristas da revista Nova Economia, pelo rigor das avaliações e suas consequentes contribuições ao longo do processo de submissão.

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