A Nova Geografia Económica
na Perspectiva de Krugman:
Uma Aplicação às Regiões Europeias
Helena Marques*

* Agradeço ao Prof. José da Silva Costa pela orientação dada durante a elaboração da
primeira versão deste artigo. Agradeço também aos Profs. Alfredo Marques e Elias Soukiazis
pela revisão exaustiva do mesmo e pelos relevantes comentários daí resultantes. Quaisquer
falhas que permaneçam são evidentemente da exclusiva responsabilidade da autora.

1. INTRODUÇÃO
As últimas décadas assistiram ao aparecimento das chamadas "novas teorias": novas
teorias do comércio internacional, novas teorias do crescimento e, mais recentemente, nova
geografia económica. Estes corpos teóricos aparentemente distintos apresentam, contudo,
uma motivação comum, resultados e percursos semelhantes. O ponto de partida é o
explicitar do papel dos rendimentos crescentes e a consequente utilização de estruturas de
mercado mais realistas, com especial destaque para a concorrência imperfeita, através de
modelos ­ excessivamente ­ dependentes da forma funcional específica proposta por Dixit
e Stiglitz (1977).1 Os resultados obtidos caracterizam-se em geral pela existência de
equilíbrios múltiplos que justificam a intervenção governamental sob a forma de políticas
promotoras do crescimento e desenvolvimento, políticas comerciais ou políticas regionais.
Finalmente, as novas teorias surgiram após um período de estagnação nos respectivos
campos de estudo devido a impasses teóricos que os relegaram para segundo plano.
De entre as teorias consideradas, a nova geografia económica (NGE) é a mais
recente e simultaneamente a mais controversa. Martin (1999)2 argumenta que a NGE
enferma de dois principais problemas: não é nova e muito menos é geografia.
Simplesmente veste roupagens formais em ideias ampla e largamente debatidas. Segundo
os geógrafos, as preocupações com clusters de actividade e disparidades regionais não são
exclusivas dos economistas, e até o termo "geografia económica" seria uma apropriação por
parte da ciência económica. Martin e Sunley (1996) apontam as diferenças entre aquilo a
que chamam "economia geográfica" (NGE, diriam os economistas) e "geografia
económica". Em primeiro lugar, a última é conduzida por geógrafos e a primeira é
exclusiva dos economistas. Segundo, os economistas da NGE utilizam modelos formais,
enquanto que os geógrafos há muito os abandonaram, preferindo abordagens descritivas
que tenham em conta factores políticos, institucionais e sociais. Finalmente, a NGE utiliza
os mesmos modelos independentemente da escala geográfica de observação e por isso
apenas diz se há possibilidade de aglomeração, mas é incapaz de prever onde ocorrerá a
aglomeração, ou por que ocorre nuns locais e não noutros.

1

Ver página 5, expressões (1) e (2).
Ron Martin, do departamento de geografia da Universidade de Cambridge, tem sido bastante crítico, por um
lado, da apropriação por parte dos economistas dos conceitos geográficos em geral e, por outro lado, da NGE
em particular. Ver The Economist, 13/19 de Março de 1999, pp. 104.

2

1

Não obstante criticarem a abordagem excessivamente matemática de problemas já
tratados pelos geógrafos de uma forma mais descritiva, Martin e Sunley (1996) enaltecem a
divulgação dada à "geografia económica" e a forma como têm sido recuperadas teorias
caídas em desgraça à custa da aplicação dos modelos de rendimentos crescentes e
concorrência imperfeita surgidos na organização industrial. Consideramos que o esforço de
modelização levado a cabo pelos teóricos da NGE não pode ­ e não deve ­ ser ignorado,
tanto mais quanto é inegável que tal esforço está no âmago da própria ciência económica há
mais de um século.3 Assim, na Secção 2 especial atenção é dedicada ao modelo de
mobilidade do trabalho de Krugman (1991). A escolha deste modelo justifica-se pelo facto
de, à escala regional, fazer todo o sentido postular a mobilidade dos factores de produção.
Consideramos ainda que os debates teóricos a nível regional são sobretudo questões
empíricas. Isserman (1996) chama a atenção para a ausência de estudos empíricos na NGE.
Esta lacuna deve-se provavelmente à complexidade geralmente apresentada pelos modelos
teóricos, que faz os seus autores optarem pela resolução numérica e simulação. Ora a
estimação econométrica parece-nos bem mais isenta do que a simulação. Neste sentido,
tentaremos promover o debate empírico nas Secções 3 e 4. Na Secção 3 proporemos uma
aplicação às regiões europeias baseada em Krugman (1991), discutindo a construção das
amostras utilizadas. Pensamos que este estudo tem as vantagens adicionais de descer ao
nível das NUTS II e de seguir uma metodologia baseada em dados em painel, e não crosssection, como é habitual. Os painéis permitem incluir efeitos fixos regionais, manter a
componente temporal e ainda aumentar significativamente o número de observações. Na
Secção 4 apresentaremos os resultados empíricos, com especial destaque para o caso
português. A Secção 5 conclui.

2. MODELO TEÓRICO
Diversos autores têm tentado estabelecer tipologias da NGE, de entre eles Fujita e
Thisse (1996), Ottaviano e Puga (1998) e o próprio Krugman (1998). Os dois primeiros
propõem uma classificação baseada nos factores de aglomeração, enquanto o último
interessa-se sobretudo pela relação entre a NGE e as teorias da localização ou do comércio.

3 Pense-se

no contributo dos neoclássicos do século passado relativamente às abordagens menos formalizadas
dos primeiros economistas - os "clássicos".

2

Assim, Fujita e Thisse (1996) consideram três tipos de modelos de NGE de acordo
com o mecanismo de aglomeração em causa: externalidades, rendimentos crescentes ou
concorrência espacial. Como exemplo do primeiro tipo de modelos podemos apontar
Henderson (1974), baseado na definição de externalidades tecnológicas (Scitovsky 1954).
Contudo, esta abordagem nada diz sobre a forma como as forças de aglomeração se
relacionam com as condições da procura. O segundo grupo forma aquilo que poderia
chamar-se modelos de NGE em sentido estrito e divide-se em modelos urbanos (Fujita
1988) e modelos que demonstram a possibilidade de divergência regional (Krugman 1991,
Krugman e Venables 1990, 1995, 1996, Krugman 1993, Fujita e Krugman 1995, Venables
1996). Finalmente, os modelos de concorrência espacial tentam ultrapassar a ausência de
interacção estratégica na abordagem de Dixit-Stiglitz-Spence4 e decorrem da literatura
sobre políticas comerciais estratégicas.5
Krugman (1998) preocupa-se exclusivamente com os modelos de rendimentos
crescentes. Considera um grupo de modelos que relaciona a NGE com a teoria tradicional
da localização, na linha de Fujita e Krugman (1995), e outro que tenta usar a NGE para
contextualizar espacialmente o comércio internacional (Venables 1996).
Uma terceira sistematização é apresentada por Ottaviano e Puga (1998), que
distinguem quatro mecanismos de aglomeração: mobilidade do trabalho, ligações inputoutput através de bens intermédios, acumulação dos factores e ligações inter-temporais,
história e expectativas. No fundo, estes mecanismos conduzem apenas a modelos de
divergência regional e, sob esta perspectiva, a classificação de Fujita e Thisse (1996) é a
mais completa.
Krugman e Venables (1990) tentaram estudar o impacto do processo de integração
europeia com base num argumento de centro-periferia: nem sempre os menores salários são
suficientes para compensar os custos de transporte, pois o centro tem maiores mercados,
economias externas e infra-estruturas e melhor acessibilidade. Dito de outra forma, as
condições da oferta não são suficientes para compensar as deficientes condições da procura.
A mobilidade do trabalho, associada a questões de procura, é central nos modelos de
divergência regional. No entanto, dadas as diferenças culturais e linguísticas existentes na

4
5

Ver página 5, expressões (1) e (2).
Sobre as políticas comerciais estratégicas ver Dixit (1987) e Helpman e Krugman (1989).

3

Europa, provavelmente a mobilidade do trabalho nunca atingirá os níveis dos EUA. Por
outro lado, o modelo de Krugman e Venables (1990) prevê que, com fraca mobilidade do
trabalho, a flexibilidade salarial reduza a divergência entre taxas de crescimento. Mas os
salários na Europa não são flexíveis e, mesmo que fossem, é discutível que tal argumento
se verificasse, pois a queda dos salários iria reduzir a procura.
O modelo centro/periferia de Krugman (1991) baseia-se na interacção da procura,
rendimentos crescentes e custos de transporte, originando processos cumulativos que
conduzem à concentração geográfica da indústria e daí à existência de um centro
industrializado e de uma periferia agrícola. As empresas industriais tendem a localizar-se
na região com maior procura para usufruir de economias de escala e minimizar os custos de
transporte. No entanto, a própria localização da procura depende dos custos de transporte
(), das economias de escala () e da percentagem de emprego industrial (µ), dando origem
a um processo de causalidade circular e cumulativa. Se a combinação dos valores destes
três parâmetros ultrapassar um dado limiar, cujo valor numérico depende dos valores
atribuídos aos parâmetros, as regiões divergem e o processo de divergência tornar-se-á
auto-sustentado.
O modelo de Krugman (1991) é estruturado em duas regiões (rica e pobre), dois
sectores (agrícola e industrial) e um factor de produção (trabalho), presente nos dois
sectores. O sector agrícola está isento de custos de transporte, sendo o preço dos bens
agrícolas o mesmo nas duas regiões e utilizado como numerário (igual a 1). Os custos de
transporte dos bens industriais incluem barreiras ao comércio entre regiões, isto é, são do
tipo iceberg, com a parte do bem que efectivamente chega ao destino.6 A mobilidade
do trabalho é parcial, uma vez que apenas os trabalhadores industriais podem deslocar-se
livremente entre regiões. A produção agrícola exibe rendimentos constantes à escala e está
sujeita à disponibilidade do factor fixo terra. Pelo contrário, o sector industrial exibe
rendimentos crescentes à escala, tendo interesse em localizar-se perto do maior mercado
para minimizar os custos de transporte. Esta análise distingue-se das de Christaller (1933) e

Ver Samuelson (1954). Com a parte do bem que efectivamente chega ao destino, o custo de transporte é
dado por 1-, sendo 0 < < 1. Desta forma não é necessário modelizar o sector dos transportes. Além disso,
os custos de transporte são aqui vistos em sentido lato, incluindo não só custos de transporte físico, ligados às
infra-estruturas, meios de transporte e distância, mas também barreiras ao comércio. Por isso, a integração faz
diminuir os custos de transporte ao esbater as barreiras ao comércio.

6

4

Lösch (1940) pelo facto de os produtos industriais serem alvo de procura por parte dos
sectores agrícola e industrial. Considera-se que as externalidades presentes no sector
industrial são do tipo pecuniário. O modelo baseia-se na função de utilidade dos
consumidores proposta por Dixit e Stiglitz (1977):
µ

1- µ

U = CM CA

(1)

com µ a parcela do rendimento gasta em bens industriais,CA o consumo do bem agrícola e
CM o consumo de um agregado de manufacturas dado por:


N -1 -1

(2)
C M = ci
i =1

com N o número de produtos, que se supõe grande, e a elasticidade de substituição entre
bens manufacturados ( > 1). A condição de pleno emprego, em termos percentuais, é
dada por:
F1 + F2 + L1 + L2 = 1

(3)

com Fi e Li a percentagem de trabalhadores agrícolas e industriais, respectivamente, na
região i. A percentagem de trabalhadores industriais iguala a percentagem de despesa em
bens industriais:
L1 + L2 = µ

(4)

Os preços (p) formam-se por mark-up sobre os custos, neste caso constituídos
apenas pelos salários (w):



(5)
w
i
i
-1
Na hipótese de ausência de barreiras à entrada, os lucros serão zero no limite,

p

=

fazendo com que o output (x) seja:


x = ( - 1)
i

(6)

com os custos fixos e os custos variáveis. Consequentemente, a proporção de bens
produzidos em dada região depende da proporção de trabalhadores industriais, isto é,

n
n

1
2

=

L
L

1

(7)

2

Dadas as condições do modelo, se L1 = L2 teremos W1 = W2. No entanto, Krugman
mostra que é possível obter um resultado final em que uma região concentra todos os

5

trabalhadores industriais, isto é, L1 = µ e L2 = 0. Esta situação só poderá alterar-se se as
empresas localizadas na região 1 tiverem incentivos para se instalarem na região 2, isto é,
se:

V
V

2
1

> W 2 =

W



(8)

1

com Vi os rendimentos obtidos pela empresa representativa ao vender na região i e Wi o
salário na região i. W2 é o custo de transferir os trabalhadores de 1 para 2, uma vez que a
região 2 não possui trabalho industrial e, por hipótese, os trabalhadores agrícolas não
podem ser transferidos para a indústria. Logo, para haver deslocalização, é necessário que o
ganho relativo no rendimento seja superior ao custo relativo de transferência dos
trabalhadores. Logaritmizando:
ln V2 > ln V1 - µ ln

(9)

Os rendimentos das empresas dependem dos parâmetros , e µ, que influenciam
diferenciadamente os efeitos de dimensão do mercado, concorrência e índice de preços
mencionados por Krugman. A Figura 1 mostra como aqueles três parâmetros interagem
para determinar o processo de aglomeração através destes três efeitos. Suponhamos que a
indústria está concentrada na região 1 e a região 2 não detém indústria.

FIGURA 1: FACTORES DE AGLOMERAÇÃO7
Efeito concorrência
Efeito índice de preços
Efeito dimensão do mercado


+
?


+
?
?

µ
?
-

O primeiro efeito a considerar é o efeito de concorrência, determinado por e ,
não sendo influenciado por µ. Quanto mais elevado o parâmetro mais perto estamos da
concorrência perfeita, isto é, menores são as economias de escala, logo mais provável é que
empresas da região 1 se instalem na região 2. Por outro lado, quanto maior menores os
custos de transporte (1-), logo menores os incentivos à instalação na região 2.
O segundo efeito a ter em conta é o efeito índice de preços. Se considerarmos a
hipótese pouco realista de os trabalhadores se deslocarem para a região 2, os bens que
7

O sinal + (-) significa aumento (diminuição) do valor dos parâmetros e ? traduz ausência de variação ou
variação de sentido desconhecido.

6

consomem têm que ser exportados para essa região, de forma a assegurar a manutenção dos
padrões de consumo. Quanto maior a despesa com produtos manufacturados µ maiores são
os custos de deslocação dos trabalhadores, logo o incentivo à deslocação para a região 2 é
menor. Um elevado significa baixos custos de transporte (1-), logo o preço dos produtos
exportados para a região mais pobre é menor.
Finalmente, de acordo com o efeito de dimensão do mercado é vantajoso estar
próximo dos consumidores. Maior µ significa maior procura e portanto as empresas não
têm incentivo para abandonar o mercado de maior dimensão, pois esta é necessária para ser
possível beneficiar de economias de escala.
Assim, duas possibilidades surgem. Se o rácio de salários reais variar inversamente
com a percentagem de trabalhadores industriais, sempre que uma região acumular maior
força de trabalho há migrações com destino à outra, originando convergência. Se o rácio de
salários reais variar no mesmo sentido da percentagem de trabalhadores industriais, as
migrações para a região mais rica tornam-se auto-sustentadas e gera-se divergência, pois a
migração provoca a concentração da procura. O resultado final será determinado pelas
vantagens iniciais, tais como a maior densidade populacional inicial ou as melhores infraestruturas de transportes. Neste contexto, a mobilidade dos factores tende a aumentar as
disparidades e a integração, ao promover essa mobilidade, é uma força de divergência.
Contudo, o modelo apresenta algumas falhas importantes: não considera o capital como
factor de produção, apenas o trabalho;8 não tem em conta a existência de desemprego nem
o facto de a produtividade do trabalho não ser a mesma em diferentes regiões. Além disso,
embora o processo de aglomeração, uma vez iniciado, se torne auto-sustentado, o impulso
inicial que lhe dá origem permanece inexplicado.

3. MODELO EMPÍRICO E DADOS
Nesta secção é apresentado um estudo empírico sobre um conjunto de regiões
europeias (NUTS II) com base no modelo de Krugman (1991). Privilegiamos este modelo
relativamente àqueles que supõem a imobilidade do trabalho, uma vez que a nível regional
propriamente dito faz mais sentido admitir uma maior mobilidade do factor trabalho. Neste

8

Baldwin e Forslid (1998) incluíram o capital no modelo de Krugman (1991), obtendo resultados idênticos.

7

modelo, o salário relativo pode aumentar ou diminuir, de acordo com a importância relativa
de três efeitos contraditórios. Por um lado, o efeito de dimensão do mercado: os salários
tenderão a ser mais elevados nas regiões com mercado de maiores dimensões (força de
divergência). Por outro lado, o grau de concorrência: nas regiões com menos indústria há
menor concorrência entre os trabalhadores e por isso os salários podem manter-se a um
nível mais elevado (força de convergência). Finalmente, o efeito índice de preços: as
economias de escala e os menores custos de transporte farão baixar o índice de preços da
região mais populosa e mais industrializada, pelo que os salários reais nesta região tendem
a aumentar relativamente à outra (força de divergência).9
Da interacção destes três efeitos resultam duas possibilidades. Se o rácio de salários
reais variar inversamente com a percentagem de trabalhadores industriais, sempre que uma
região acumular maior força de trabalho há migrações com destino à outra e o diferencial
salarial esbate-se, originando convergência. Se o rácio de salários reais variar no mesmo
sentido da percentagem de trabalhadores industriais, as migrações para a região mais rica
tornam-se auto-sustentadas e gera-se divergência.10 Contudo o modelo apresenta algumas
hipóteses pouco realistas: o trabalho é o único factor de produção, a produtividade é
idêntica para todos os trabalhadores, existe pleno emprego. Se o desemprego fosse
considerado, a redução do número de trabalhadores numa região não significaria
necessariamente o seu aumento simétrico na outra.
Neste estudo empírico pretendemos testar directamente as remunerações do factor
trabalho, menos móvel do que o capital, e para o qual a adaptação a novas realidades é mais
custosa. Utilizamos dados em painel11 e não puramente cross-section, como tem sido feito
nos estudos empíricos da convergência regional. Digamos que não medimos apenas a
diferença entre o ponto de partida e o ponto de chegada, mas também o percurso efectuado
entre cada um. Adicionalmente descemos ao nível das NUTS II, enquanto a maior parte dos
9

Este último efeito teórico é completamente contrafactual. Se é verdade que os salários reais tendem a ser
superiores nas regiões mais desenvolvidas, isto acontece porque nelas os salários nominais são muito mais
elevados e não porque o índice de preços seja mais baixo. Pelo contrário, o custo de vida é superior nas
regiões mais desenvolvidas. Provavelmente nos fenómenos de concentração as condições da procura (maior
dimensão do mercado) são mais determinantes do que as condições da oferta (economias de escala ou custos
de transporte). Daí que nas regiões que concentram a actividade económica o saldo final seja a subida do
índice de preços.
10 É de notar que esta é uma abordagem simplificada do problema da migração, pois há que ter em conta a
dinâmica da procura, as oportunidades de trabalho e níveis de produtividade.
11 Ver Hsiao (1991).

8

estudos empíricos sobre regiões europeias utiliza dados ao nível das NUTS I. Este
comentário é particularmente relevante no caso de Portugal, pois apenas à escala das NUTS
II é possível diferenciar as regiões portuguesas, já que o país como um todo é uma NUT I.
As equações estimadas12 são as seguintes:
Wit/W1t = + 1 (EI)t + 2 (TI)t + 3 (CICLOS)t + t

(1)

Wit/W1t = + 1 (EI)t + 2 (TI)t + 3 (DE)t + 4 (PR)t + t

(2)

com W o salário nominal na região i (ou na região líder 1), EI a percentagem de população
empregue na indústria, TI a taxa de inflação (nacional), CICLOS uma variável dummy que
representa os ciclos económicos, DE a taxa regional de desemprego e PR a produtividade
regional do trabalho industrial (PIB regional sobre número de trabalhadores industriais). A
equação (1) foi utilizada para períodos anteriores a 1986, enquanto a equação (2)
corresponde aos períodos posteriores a 1986.13
Justificaremos mais pormenorizadamente a inclusão de cada uma destas variáveis
nas nossas equações. Antes de mais, Krugman no seu modelo teórico considera apenas duas
regiões, logo o rácio de salários em causa definir-se-á como o rácio "salário da região
1/salário da região 2". No entanto, na UE trabalhamos com n regiões. Dewhurst e MutisGaitan (1995) e Armstrong (1995b) medem o PIB per capita regional em relação ao valor
da região líder, supostamente o mais próximo do steady-state, que é desconhecido.
Seguimos este procedimento, definindo o rácio salarial para a região i como "salário da
região i/salário da região líder", sendo a região líder aquela que apresenta o índice salarial
mais elevado.14 Assim, este rácio é não superior a um e qualquer factor que contribua para
o seu aumento é uma força de convergência, enquanto qualquer factor que faça diminuir tal
rácio é uma força de divergência.

12 As equações (1) e (2) foram estimadas através de OLS com efeitos fixos. Estes efeitos foram introduzidos
através de variáveis dummy regionais, pretendendo capturar o facto de as regiões não serem homogéneas.
Neste aspecto seguimos Abraham e Van Rompuy (1995).
13 A excepção é a estimação feita para as regiões portuguesas. O Quadro 2 mostra os resultados para ambas as
equações (1) e (2) no período 1986/95.
14 As regiões líderes utilizadas foram Hamburgo (Alemanha) para as regiões europeias e Lisboa e Vale do
Tejo para as regiões portuguesas.

9

No presente trabalho, a relação entre a percentagem de mão-de-obra empregue na
indústria e o rácio salarial decorre do modelo de Krugman (1991). Um coeficiente 1
negativo significa que uma maior percentagem de trabalho industrial conduz a um menor
rácio salarial, logo à divergência das remunerações. Neste caso, o efeito de concorrência
superioriza-se aos efeitos de dimensão do mercado e de índice de preços, levando o rácio de
salários a variar negativamente com a percentagem de mão-de-obra industrial. Se, pelo
contrário, o coeficiente 1 for positivo, obteremos convergência das remunerações.
Abraham e Van Rompuy (1995) estudaram a resposta dos salários (rendimentos do
trabalho) reais a choques nacionais e regionais na taxa de desemprego e produtividade do
trabalho. Uma vez que o modelo de Krugman é incompleto ao não considerar a existência
de desemprego ou as diferenças regionais de produtividade, e seguindo Abraham e Van
Rompuy (1995), incluímos estas duas variáveis na equação (2).
Armstrong (1995a) utiliza a equação de Barro e Sala-i-Martin (1992), incluindo
variáveis estruturais (percentagem da agricultura e da indústria no PIB ou emprego
iniciais). Os seus resultados sugerem uma considerável variabilidade na velocidade de
convergência em diferentes períodos. A convergência tende a flutuar com os ciclos
económicos, sendo mais rápida durante as fases de expansão e mais lenta durante as
recessões, pois acredita-se que durante os períodos de recessão os mecanismos automáticos
de convergência, tal como as migrações interregionais, e os mecanismos políticos, tal como
apoios financeiros, falham, originando divergência. Por esta razão, é importante ter em
conta os ciclos económicos e isolar os seus efeitos sobre os rácios salariais. Na equação (1),
a variável CICLOS é uma dummy que toma o valor um para 1977/79, 1986/90 e 1994/95 e
é zero para 1980/85 e 1991/93. Na equação (2) a inclusão da taxa de desemprego apresenta
a vantagem adicional de esta servir como proxy para a medição dos ciclos económicos, no
que se refere à influência destes sobre o mercado do trabalho.
A inclusão da taxa de inflação decorre também de Krugman (1991), uma vez que os
trabalhadores reagem aos diferenciais de salários reais e não nominais. Aliás, pelo mesmo
motivo, esta variável foi considerada por Abraham e Van Rompuy (1995). No período
analisado, posterior a 1977,15 o comportamento da inflação provou ser algo independente

15

Os dados disponíveis apenas abrangiam o período posterior a 1977.

10

dos ciclos económicos, como pode ser constatado pelo desaparecimento da relação de
Phillips. Daí o isolamento da inflação não causar problemas relevantes de
multicolinearidade.
Devido à fragmentação da base de dados regional disponível para as regiões
europeias16 foi necessário subdividir a análise em várias amostras, cada uma delas
abrangendo um período de tempo tão alargado quanto permitido pelos dados existentes.
Assim, utilizámos cinco amostras, que integram regiões ao nível das NUTS II pertencentes
a diferentes países europeus, a saber:
AM 1 (1977/85) - Alemanha, Espanha, Itália, Reino Unido
AM 2 (1986/95) - Alemanha, Espanha, Itália, França, Portugal, Suécia, Reino Unido
AM 3 (1986/93) - Alemanha, Espanha, Suécia
AM 4 (1986/91) - Alemanha, Espanha, Suécia, Reino Unido
AM 5 (1977/89) - Alemanha, Espanha, Itália, Reino Unido

Para analisar a convergência destas regiões seria vantajoso utilizar séries
temporalmente longas. No entanto, devido ao fraccionamento e falta de harmonização já
referidos, apenas foram distinguidos dois períodos base, 1977/85 (AM 1) e desde 1986
(AM 2 a AM 4). Esta demarcação decorre dos resultados de Molle (1994) e Emerson et al
(1992) e foi possibilitada pelas estatísticas existentes. Após 1986 foi possível incluir dados
para mais três países: França, Portugal e Suécia. Contudo, as séries relativas à mão-de-obra
industrial assalariada nas regiões de Itália, França, Portugal e Suécia não estavam
disponíveis até 1995, daí ter sido usada a mão-de-obra industrial total como proxy a fim de
prolongar a análise até 1995 (AM 2). Nas amostras AM 3 e AM 4 evitámos o uso desta
proxy restringindo a amostra AM 3 e AM 4 aos países com dados até 1993 e 1991,
respectivamente. A amostra AM 5 é simplesmente uma extensão temporal de AM 1,
ignorando a divisão inicial dos períodos e aproveitando a existência de dados até 1989.
Além disso, a produtividade e o desemprego regionais foram incluídas apenas em AM2,
AM3 e AM4, uma vez que não foi possível encontrar dados anteriores a 1986. Em AM1 e
AM5 incluímos a dummy CICLOS.

16

Base de dados REGIO, Comunidades Europeias, 1998.

11

Além da questão temporal, a escassez de dados conduziu à exclusão de vários países
membros da UE, relativizando a representatividade da amostra. Assim, não estão presentes
regiões da Áustria, Bélgica, Dinamarca, Finlândia, Grécia, Irlanda e Países Baixos. Esta
exclusão poderia provocar um enviesamento dos resultados empíricos a dois níveis.
Primeiro, seria desejável que entre as regiões excluídas não houvesse uma proporção
elevada de regiões pobres, o que admitiremos não ser o caso. Pelo contrário, de entre os
países excluídos, aqueles cujo rendimento está acima da média europeia (Áustria, Bélgica,
Dinamarca, Finlândia e Países Baixos) encontram-se sobrerepresentados relativamente
àqueles cujo rendimento se situa abaixo dessa média (Grécia e Irlanda). Em segundo lugar,
seria desejável que as amostras incluíssem tanto regiões ricas como pobres, o que se
verifica, já que o rendimento de Espanha, Portugal e das regiões do sul da Itália é
claramente baixo relativamente à média europeia.

4. DISCUSSÃO DOS RESULTADOS

Na secção anterior explicámos as relações empíricas em causa e a construção das
amostras. Apresentaremos agora os resultados obtidos, primeiro para as regiões europeias
contidas nas amostras AM1 a AM5 (Quadro 1) e depois para as regiões portuguesas
(Quadro 2). Dado o especial interesse do estudo do caso português, a representação gráfica
dos dados é mostrada no Apêndice (Gráficos 1 a 10). Notamos, contudo, que os resultados
do Quadro 2 são menos fiáveis do que os do Quadro 1, pois o número de observações é de
50 e superior a 250, respectivamente.

4.1. REGIÕES EUROPEIAS

Os resultados obtidos são apresentados no Quadro 1. Notemos que os salários
nominais tendem a aumentar com a inflação, pois 2 é positivo, como seria de esperar.
Relativamente ao papel dos ciclos económicos, de acordo com Armstrong (1995a), 3 na
equação (1) deveria ser positivo, isto é, as fases de expansão contribuiriam para a
convergência. Se é certo que os ciclos influenciam a evolução dos salários, como a
significância desta variável dá a entender, já o sinal do coeficiente tanto é positivo (em

12

AM1) como negativo (em AM2), não permitindo tirar qualquer conclusão. Pelo contrário,
verifica-se uma relação inversa significativa entre o desemprego e a convergência dos
salários. Este resultado tem duas possíveis explicações. A primeira relaciona-se com o
funcionamento do mercado de trabalho: o aumento do desemprego reduz o crescimento dos
salários, agravando as disparidades. A segunda prende-se com questões conjunturais: o
aumento do desemprego é consequência de uma situação de recessão, isto é, abrandamento
da procura, logo os aumentos salariais são refreados. A influência da produtividade é sem
dúvida positiva, embora de uma magnitude bastante inferior. O aumento da produtividade
deve repercutir-se no aumento dos salários. No entanto, verifica-se uma repercussão
extremamente reduzida.

QUADRO 1: RESULTADOS PARA AS REGIÕES EUROPEIAS
AMOSTRAS

AM 1

AM 2

AM 3

AM 4

AM 5

PERÍODOS

1986/95
(2)
0.03
(0.07)
0.68
(0.19)**
-

1986/93
(2)
0.02
(0.10)
0.28
(0.10)**
-

1986/91
(2)
0.02
(0.09)
0.31
(0.08)**
-

PR

1977/85
(1)
-0.12
(0.05)**
0.01
(0.03)
0.02
(0.01)**
-

DE

-

0.001
(0.0002)**
-0.10
(0.06)*

0.003
(0.0001)**
-0.04
(0.02)*

0.003
(0.0001)**
-0.04
(0.02)*

1977/89
(1)
-0.30
(0.05)**
-0.02
(0.03)
-0.04
(0.004)**
-

EI
TI
CICLOS

-

_
0.93
0.97
0.96
0.85
0.94

1.78
2.45
1.74
2.51
1.93
DW
252
728
272
890
504
Nº OBS
NOTA: Desvio padrão entre parênteses. ** traduz significância a 5%. * traduz significância a 10%.

Os estudos empíricos sobre as disparidades regionais na UE, entre os quais Molle et
al (1980), Molle e van Haselen (1980), CEC (1991), Barro e Sala-i-Martin (1991),
concluíram que existem ainda grandes disparidades entre as regiões dos países ricos do
norte e as regiões dos países pobres do sul da UE, embora se tenham vindo a esbater. Por
outro lado, no contexto de Krugman (1991), verifica-se um processo cumulativo de
divergência dos salários reais quando a concentração de mão-de-obra industrial em certas
regiões dá origem a economias de escala e externalidades que induzem à aglomeração autosustentada. Curiosamente, no Quadro 1 observa-se uma relação significativamente negativa

13

entre percentagem de emprego industrial e rácio salarial quando a dummy CICLOS é
utilizada, logo a estimação da equação (1) permite concluir a favor da divergência salarial,
indiciando a presença de efeitos de aglomeração. No entanto, tal relação passa a ser positiva
e não significativa quando isolamos os efeitos da produtividade e desemprego regionais
(equação (2)). Mais ainda, além da inflação, a variável com maior coeficiente passa a ser o
desemprego e substitui o emprego industrial como força de divergência, o que nos leva a
concluir que a significância da relação de Krugman deve-se sobretudo à omissão do efeito
desemprego, que na Europa é bastante importante. Dito de outra forma, na realidade a
relação implicada pelo modelo de Krugman deixa de ter validade uma vez tendo em conta
estas duas variáveis. No entanto, a comparação efectuada entre os resultados da equação (1)
e da equação (2) deve ser feita com precaução, já que as amostras utilizadas se referem a
períodos de tempo distintos e envolvem regiões distintas. 17
Além disso, Molle (1994) e Emerson et al (1992) concluíram que na Europa as
disparidades regionais diminuíram substancialmente de 1960 até meados dos anos 70 e
aumentaram depois até meados dos anos 80, estabilizando desde então. No período de 1977
até aos anos 80 (AM 1 e AM 5), o resultado obtido e patente no Quadro 1, à semelhança
dos autores citados, conclui a favor do agravamento das disparidades regionais. Nas
restantes amostras, a aparente inexistência de relação entre concentração de mão-de-obra
industrial, bem como os sinais opostos da produtividade e do desemprego regionais, podem
ser interpretados à luz destes autores como sinais da estabilização das disparidades desde
meados dos anos 80. Finalmente, embora a evolução das disparidades salariais permita
medir a mobilidade do factor trabalho, os valores absolutos dos coeficientes são muito
baixos, indicando uma fraca mobilidade.
A possibilidade de alguma deslocalização das actividades intensivas em mão-deobra barata e pouco qualificada e com baixos custos de transporte para as regiões mais
periféricas revela-se plausível, embora qualitativamente exista concentração das actividades
que exigem mão-de-obra muito especializada e fácil acesso a instalações governamentais e
mercados (NEI 1992). Tal possibilidade prende-se com o facto de o capital humano estar de
sobremaneira sujeito a externalidades (Lucas 1988) e por isso as indústrias mais intensivas
em capital humano terem maior incentivo à aglomeração do que aquelas mais intensivas em
17 A Itália

é substituída pela Suécia e o Reino Unido não faz parte de AM 3.

14

capital físico e/ou trabalho menos qualificado. Seria necessária uma desagregação mais fina
a nível de ramos industriais para estudar este tipo de fenómeno.

4.2. REGIÕES PORTUGUESAS
O estudo empírico apresentado no ponto anterior permite retirar algumas conclusões
relativamente às regiões europeias, ou pelo menos às regiões de certos países membros da
UE. No entanto, refere-se a uma média e por isso não elimina a possibilidade da existência
de casos atípicos. Nesta perspectiva, pensamos ser interessante analisar o caso português.
Cinco foram as regiões portuguesas, ao nível das NUTS II, para as quais obtivemos dados
estatísticos, aliás os mesmos que serviram de base ao ponto anterior: Norte (pt11), Centro
(pt12), Lisboa e Vale do Tejo (pt13), Alentejo (pt14) e Algarve (pt15). O período
considerado é 1986/95.
Os resultados da estimação das equações (1) e (2) são dados no Quadro 2. Ao
contrário do caso europeu, nas regiões portuguesas o efeito Krugman é bastante
pronunciado, obtendo-se evidência de forte divergência, provavelmente porque se trata de
regiões do mesmo país, onde a mobilidade do trabalho é maior. A inclusão da produtividade
e do desemprego não altera a influência do emprego industrial, pois estas variáveis são
pouco significativas. Naturalmente a nível português as disparidades em termos de
desemprego e produtividade são menores do que a nível europeu. A inflação tem um efeito
significativamente positivo sobre os salários nominais, como seria de esperar.
QUADRO 2: RESULTADOS PARA AS REGIÕES PORTUGUESAS
PERÍODO

PR

1986/95
(1)
-3.80
(0.40)**
0.66
(0.38)*
0.89
(0.23)**
-

DE

-

EI
TI
CICLOS

1986/95
(2)
-2.97
(0.70)**
2.23
(0.34)**
0.25
(0.17)
0.14
(0.49)*

_
0.89
0.90

1.45
1.48
DW
50
50
Nº OBS
NOTA: Desvio padrão entre parênteses. ** traduz significância a 5%. * traduz significância a 10%.

15

Face à escassez de observações, apenas de 1986 a 1995 e muito agregadas em cinco
regiões/ano, optámos por complementar os dados do Quadro 2 com a apresentação gráfica
do comportamento das duas séries base estudadas no ponto anterior, isto é, da percentagem
de mão-de-obra industrial e dos rácios salariais. No apêndice, os Gráficos 1 a 5 representam
o comportamento temporal das duas séries, enquanto os Gráficos 6 a 10 mostram as
combinações atingidas em cada ano. Evidentemente, a mesma análise aplicar-se-ia a
qualquer região das amostras anteriores.
Conclui-se que o comportamento das cinco regiões é, de facto, diversificado. As
regiões Norte e Centro registam um ligeiro decréscimo da percentagem de mão-de-obra
industrial até 1987, daí uma inflexão até 1989 e desde então uma tendência ligeira de
decréscimo. Em Lisboa e Vale do Tejo e Alentejo a inflexão ocorre em 1988, com este
último a registar flutuações bem mais vincadas. Finalmente, o Algarve é a única região com
uma tendência pronunciadamente crescente. Pelo contrário, talvez devido à influência de
factores de dimensão nacional, os rácios salariais parecem mostrar uma flutuação
semelhante em todas as regiões: redução até 1989, aumento em 1990/92 e nova redução
desde então. Da perspectiva empregue ao longo do trabalho, detectamos três períodos
distintos: convergência em 1986/89, divergência em 1990/92 e convergência em 1993/95.
Tendo em conta uma relação estreita entre a ocorrência de recessão na UE e o momento em
que Portugal é atingido, estes três períodos identificam-se grosso modo com uma sequência
expansão/recessão/expansão, ideia que já foi expressa no trabalho. De qualquer forma, a
análise gráfica utilizada não permite, como seria o caso de um estudo econométrico,
diferenciar o impacto dos ciclos, por um lado, e do peso relativo da mão-de-obra, por outro,
sobre os rácios salariais.
Embora não controlando os efeitos de outras variáveis, é relevante encontrar o
coeficiente de correlação entre as duas séries representadas nos Gráficos 1 a 5: Norte
(0.16), Centro (-0.48), Lisboa e Vale do Tejo (-0.29), Alentejo (-0.59) e Algarve (-0.91).
Este coeficiente é, em geral, negativo, corroborando o sinal encontrado no Quadro 1.
Cremos, contudo, que uma correlação de natureza linear mascara uma relação bem visível
nos Gráficos 6 a 10 e que se caracteriza pelo facto de cenários de convergência e de
divergência se sucederem no tempo. Para que fosse detectável uma tendência num ou
noutro sentido impor-se-ia a análise de séries longas, as quais não existem à escala regional.

16

Esta é, pois, a análise possível, que esperamos venha a ser complementada no futuro, com
estatísticas regionais mais completas e rigorosas.

5. COMENTÁRIOS FINAIS

Neste artigo procurámos frisar o facto de não se dever tomar a convergência
regional como um dado adquirido, colocando a hipótese de poder ocorrer temporariamente
divergência, mesmo num cenário global de convergência. Dito de outra forma, é possível
que, como defende Krugman, ocorra divergência regional, mesmo que posteriormente
seguida de convergência. De acordo com este autor, o processo de integração actua sobre a
convergência regional essencialmente através da variação dos custos de transporte, vistos
de uma forma lata como todo o conjunto de custos que onera as mercadorias consumidas
num local geograficamente distinto do local de produção, ou seja, entendidos em sentido
lato como qualquer barreira ao comércio entre diferentes regiões. A interacção entre custos
de produção e custos de transporte fará naturalmente surgir uma relação em U entre a
percentagem de mão-de-obra industrial e o rácio de salários reais, de forma que alguma
integração acarretará divergência, mas o aprofundar da integração dará origem a
convergência entre as regiões participantes no processo. Existirá um nível crítico para o
qual passamos de uma situação de divergência a uma situação de convergência.
Estudámos, utilizando dados em painel, a situação das regiões europeias e das
regiões portuguesas relativamente à existência, ou não, de efeitos de aglomeração,
concluindo por uma relação negativa entre percentagem de mão-de-obra industrial e rácio
salarial relativamente à região líder até 1985. Este primeiro resultado significa que, à
medida que as indústrias se concentram numa região, usufruindo de economias de escala, e
que os trabalhadores acorrem a essa região, o seu rácio salarial tende a diminuir. Dito de
outra forma, os rácios salariais são tão menores quanto mais indústria uma região já detém,
isto é, verifica-se uma tendência à divergência regional. No entanto, desde então, e isolando
os efeitos da produtividade e desemprego regionais, duas situações distintas ocorrem.
Quando consideramos uma amostra de regiões europeias, a relação negativa entre indústria
e rácios salariais desaparece. Este segundo resultado pode ser interpretado de duas formas:
ou a divergência regional deixou de verificar-se a partir de 1986 ou o modelo de Krugman

17

só é válido na sua especificação mais simples. É, portanto, incompleto no que respeita à
explicação dos mecanismos de convergência. Por outro lado, quando apenas consideramos
regiões portuguesas, a relação de divergência mantém-se, o que podemos explicar pela
relativa homogeneidade das taxas de desemprego e produtividade no território nacional.
No entanto, face à escassez de dados estatísticos regionais (um problema com o qual
nos debatemos no decurso da pesquisa) não seria legítimo conferir um carácter absoluto a
estes resultados. A tendência para a convergência ou divergência regional deveria ser
estudada no muito longo prazo e utilizando uma amostra de regiões europeias mais
completa e equilibrada. Por isso somos da opinião que, analisando um período menos longo
de tempo e amostras mais incompletas, é perfeitamente possível encontrar períodos de
convergência aos quais se sucedem períodos de divergência e vice-versa. Estas flutuações
estão, em geral, intimamente associadas aos ciclos económicos. De qualquer forma, será
sempre de incentivar qualquer iniciativa que impeça uma aglomeração industrial
catastrófica, ou, por outras palavras, de forma a induzir à localização de pelo menos
determinados ramos industriais na periferia e, no limite, fazer com que estruturas sectoriais
da população semelhantes conduzam a remunerações também semelhantes.

18

REFERÊNCIAS

Abraham e Van Rompuy (1995), "Regional Convergence in the European Monetary
Union", Papers in Regional Science: The Journal of the RSAI, 74 (2), pp. 125-142
Armstrong, H. (1995a), "Convergence Among Regions of the European Union, 19501990", Papers in Regional Science: The Journal of the RSAI, 74 (2), pp. 143-152
Armstrong, H. (1995b), "An Appraisal of the Evidence from Cross-sectional Analysis of
the Regional Growth Process within the EMU", in Convergence and Divergence
among European Regions, ed. Armstrong e Vickerman, Pion
Baldwin, R. e R. Forslid (1998), "Trade and Growth: any Unfinished Business?",
European Economic Review, 42, 695-703
Barro, R. e Sala-i-Martin, X. (1991), "Convergence Across States and Regions",
Brookings Papers on Economic Activity, 2, pp. 107-158
Barro, R. e Sala-i-Martin, X. (1992), "Convergence", Journal of Political Economy, 100
(2), pp. 223-251
CEC (1991), The Regions in the 1990s - Fourth Periodic Report on the Social and
Economic Situation and Development of the Regions of the EC, Brussels, OOPEC
Christaller, W. (1993), Central Places in Southern Germany, Jena, Fischer
Dewhurst e Mutis-Gaitan (1995), "Varying Speeds of Regional GDP per capita
Convergence in the EU, 1981/91", in Convergence and Divergence among
European Regions, ed. Armstrong e Vickerman, Pion
Dixit, A. (1987), "Strategic Aspects of Trade Policy", in Truman Bewley (ed.), Advances in
Economic Theory: Fifth World Congress, Cambridge (UK): Cambridge University
Press, 329-62
Dixit, A. e Stiglitz, J. (1977), "Monopolistic Competition and Optimum Product
Diversity", American Economic Review, 67, pp. 297-308
Emerson, Gros, Italianer, Pisani-Ferry e Reichenbach (1992), One Market, One Money,
Oxford, Oxford University Press
Fujita, M. (1988), "A Monopolistic Competition Model of Spatial Agglomeration: a
Differentiated Product Approach", Regional Science and Urban Economics, 18, 87124

19

Fujita, M. e P. Krugman (1995), "When is the Economy Monocentric? Von Thünen and
Chamberlin Unified", Regional Science and Urban Economics, 25, 505-28
Fujita, M. e J.-F. Thisse (1996), "Economics of Agglomeration", Journal of the Japanese
and International Economies, 10, 339-78
Helpman, E. e P. Krugman (1989), Trade Policy and Market Structure, Cambridge (MA):
MIT Press
Henderson, V. (1974), "The Sizes and Types of Cities", American Economic Review, 64,
640-56
Hsiao, C. (1991), Analysis of Panel Data, Cambridge University Press
Isserman, A. (1996), "It's Obvious, It's Wrong and Anyway They Said It Years Ago? Paul
Krugman on Large Cities", International Regional Science Review, 19, 37-48
Krugman, P. (1991), "Increasing Returns and Economic Geography", Journal of Political
Economy, 99 (3), pp. 483-499
Krugman, P. (1993), "The Lessons of Massachussets for EMU", in Adjustment and
Growth in the EMU, ed. Torres e Giavazzi, pp. 241-269
Krugman, P. (1998), "What's New about the New Economic Geography", Oxford Review
of Economic Policy, 14, 7-17
Krugman, P. e Venables, A. (1990), "Integration and the Competitiveness of Peripheral
Industry", in Unity with Diversity within the EC: The Community's Southern
Frontier, eds. Braga de Macedo e Bliss, pp. 56-75, Cambridge University Press
Krugman, P. e Venables, A. (1995), "Globalization and the Inequality of Nations",
Quarterly Journal of Economics, 110 (4), pp. 857-880
Krugman, P. e Venables, A. (1996), "Integration, Specialization and Adjustment",
European Economic Review, 40, pp. 959-967
Lösch, A. (1940), The Economics of Location, Jena, Fischer
Lucas, R. (1988), "On the Mechanics of Economic Development", Journal of Monetary
Economics, 22 (1), pp. 3-42
Martin, R. (1999), "The New "Geographical Turn" in Economics: Some Critical
Reflections", Cambridge Journal of Economics, 23, 65-91

20

Martin, R. e Sunley, P. (1996), "Paul Krugman's Geographical Economics and its
Implications for Regional Development Theory: a Critical Assessment", Economic
Geography, 72(3), pp. 259Molle, van Holst e Smit (1980), Regional Disparity and Regional Development in the EC,
Farnborough, Saxon House
Molle e van Haselen (1980), Regional Disparity and Assisted Areas in a EC of Twelve,
Netherlands Economic Institute, Foundation of Empirical Economic Research, 22,
Rotterdam
Molle (1994), The Economics of European Integration: Theory, Practice, Policy,
Darthmouth, Aldershot
NEI (1992), "New Location Factors for Mobile Investment in Europe", CEC Regional
Development Studies, nº 6, Luxembourg
Ottaviano, G. e D. Puga (1998), "Agglomeration in the Global Economy: a Survey of the
New Economic Geography", World Economy, 21, 707-31
Samuelson, P. (1954), "The Transfer Problem and Transport Costs", Economic Journal,
64, 264-89
Scitovsky, T. (1954), "Two Concepts of External Economies", Journal of Political
Economy, 62, 143-51
Venables (1996), "Equilibrium Location With Vertically Linked Industries", Journal of
International Economics

21

APÊNDICE
GRÁFICO 1: EVOLUÇÃO DOS SALÁRIOS E % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO NORTE
1986
0.45
1987
0.4
1988
0.35
1989
0.3
1990
0.
25
1991
0.2
1992
1993
0.15
1994
0.1
1995
0.05
0

% Trpt11
0.419272
0.406163
0.41408
0.437444
0.42304
0.414153
0.407967
0.403374
0.399829
0.397023

Salpt11
0.140681
0.141792
0.14159
0.123453
0.128064
0.139184
0.148546
0.127705
0.120629
0.110417

% Tr
pt11
Salpt11

GRÁFICO 2: EVOLUÇÃO DOS SALÁRIOS E % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO CENTRO
1986
0.35
1987
1988
0.3
1989
0.25
1990
1991
0.2
1992
1993
0.15
1994
0.1
1995

% Trpt12
0.284339
0.280393
0.290221
0.325949
0.317479
0.313063
0.310635
0.309383
0.308911
0.308993

Salpt12
0.145028
0.153579
0.152619
0.114538
0.142654
0.155839
0.161923
0.138855
0.134097
0.121844

% Tr
pt12
Salpt12

0.05
0

22

GRÁFICO 3: EVOLUÇÃO DOS SALÁRIOS E % DE EMPREGO INDUSTRIAL EM LXª/VALE DO TEJO
1986
0.3
1987
0.25
1988
1989
0.2
1990
1991
0.15
1992
1993
0.1
1994
0.05
1995

% Trpt13
0.284409
0.28735
0.274142
0.29981
0.285713
0.274613
0.26508
0.256541
0.248707
0.24141

Salpt13
0.176609
0.177858
0.190379
0.16006
0.203058
0.223198
0.234234
0.208956
0.189513
0.17805

% Tr
pt13
Salpt13

0

GRÁFICO 4: EVOLUÇÃO DOS SALÁRIOS E % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO ALENTEJO
1986
0.3
1987
0.25
1988
1989
0.2
1990
1991
0.15
1992
1993
0.1
1994
0.05
1995

% Trpt14
0.19056
0.181601
0.175428
0.250332
0.22741
0.210289
0.196214
0.184079
0.173325
0.163626

Salpt14
0.16858
0.18334
0.171427
0.093942
0.145926
0.155277
0.190347
0.165953
0.147187
0.141002

% Tr
pt14
Sal
pt14

0

GRÁFICO 5: EVOLUÇÃO DOS SALÁRIOS E % DE
1986
0.3
1987
0.25
1988
1989
0.2
1990
1991
0.15
1992
1993
0.1
1994
0.05
1995

% Trpt15
0.18083
0.184662
0.197588
0.193713
0.198475
0.207014
0.21788
0.230574
0.244901
0.260801

Salpt15
0.130562
0.137775
0.145632
0.122471
0.12968
0.123741
0.131229
0.095247
0.072506
0.06157

EMPREGO INDUSTRIAL NO ALGARVE

% Tr
pt15
Sal
pt15

0

23

GRÁFICO 6: RELAÇÃO SALÁRIOS - % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO NORTE
0.419272 0.140681
0.406163
0.16 0.141792
0.41408
0.14 0.14159
0.437444 0.123453
0.12
0.42304 0.128064
0.1 0.139184
0.414153
0.08 0.148546
0.407967
0.403374
0.06 0.127705
0.399829
0.04 0.120629
0.397023 0.110417
0.02
0
0.395
0.4

0.405

0.41

0.415

0.42

0.425

0.43

0.435

0.44

% Tr pt11

GRÁFICO 7: RELAÇÃO SALÁRIOS - % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO CENTRO
0.284339 0.145028
0.280393
0.18 0.153579
0.290221
0.16 0.152619
0.325949
0.14 0.114538
0.317479
0.12 0.142654
0.313063 0.155839
0.1
0.310635 0.161923
0.08
0.309383 0.138855
0.06
0.308911 0.134097
0.04
0.308993 0.121844
0.02
0
0.28

0.29

0.3

0.31
% T r pt12

24

0.32

0.33

GRÁFICO 8: RELAÇÃO SALÁRIOS - % DE EMPREGO INDUSTRIAL EM LISBOA E VALE DO TEJO
0,176609
0,177858
0,190379
0,16006
0,203058
0,223198
0,234234
0,208956
0,189513
0,17805

Sal pt1

0,284409
0,28735
0,25
0,274142
0,2
0,29981
0,285713
0,15
0,274613
0,26508
0,1
0,256541
0,248707
0,05
0,24141
0

0

0,05

0,1

0,15
%T

0,2

0,25

0,3

t13

GRÁFICO 9: RELAÇÃO SALÁRIOS - % DE EMPREGO INDUSTRIAL NO ALENTEJO
0.19056
0.181601
0.2
0.175428
0.18
0.250332
0.16
0.22741
0.14
0.12
0.210289
0.1
0.196214
0.08
0.184079
0.06
0.173325
0.04
0.163626
0.02
0

0.16858
0.18334
0.171427
0.093942
0.145926
0.155277
0.190347
0.165953
0.147187
0.141002

0

0.05

0.1

0.15

0.2

0.25

0.3

% T r pt14

GRÁFICO 10: RELAÇÃO SALÁRIOS - % DE
0.18083
0.184662
0.16
0.197588
0.14
0.193713
0.12
0.198475
0.1
0.207014
0.
08
0.21788
0.230574
0.06
0.244901
0.04
0.260801
0.02
0

EMPREGO INDUSTRIAL NO ALGARVE

0.130562
0.137775
0.145632
0.122471
0.12968
0.123741
0.131229
0.095247
0.072506
0.06157

0

0.05

0.1

0.15
% Tr pt15

25

0.2

0.25

0.3

Lista de documentos de trabalho publicados pelo Centro de Estudos da
União Europeia(CEUNEUROP)

Ano 2000

Alfredo Marques-Elias Soukiazis(2000). "Per capita income convergence
across countries and across regions in the European Union. Some new
evidence". Documento de trabalho Nº1.
Elias Soukiazis(2000). "What have we learnt about convergence in Europe?
Some theoretical and empirical considerations". Documento de trabalho Nº2.
Elias Soukiazis(2000). " Are living standards converging in the EU?
Empirical evidence from time series analysis". Documento de trabalho Nº3.
Elias Soukiazis(2000). "Productivity convergence in the EU. Evidence from
cross-section and time-series analyses". Documento de trabalho Nº4.
A. Rogério Leitão(2000). " A jurisdicionalização da política de defesa do
sector têxtil da economia portuguesa no seio da Comunidade Europeia:
ambiguidades e contradições". Documento de trabalho Nº5.
Pedro Cerqueira(2000). " Assimetria de choques entre Portugal e a União
Europeia". Documento de trabalho Nº6.

26