Por: A. W. Phillips
[1] Este estudo faz parte de um projeto de pesquisa mais amplo financiado por uma concessão da Fundação Ford. O autor contou com a assistência da Sra. Marjory Klonarides. Agradecimentos são devidos ao Professor E. H. Phelps Brown, ao Professor J. B. Meade e ao Dr. R. G. Lipsey pelos comentários sobre uma versão preliminar deste trabalho.
Quando a demanda por uma mercadoria ou serviço é elevada em relação à sua oferta, espera-se que seu preço aumente, sendo a taxa desse aumento tanto maior quanto maior for o excesso de demanda. Inversamente, quando a demanda é baixa em relação à oferta, espera-se que o preço diminua, sendo a taxa dessa queda tanto maior quanto maior for a insuficiência de demanda. Parece plausível que esse princípio atue como um dos fatores determinantes da taxa de variação dos salários monetários, que representam o preço dos serviços de trabalho. Quando a demanda por trabalho é elevada e há muito poucos desempregados, é de se esperar que os empregadores elevem os salários com relativa rapidez, pois cada empresa e cada setor estarão continuamente tentados a oferecer remunerações ligeiramente superiores às vigentes para atrair os trabalhadores mais qualificados de outras empresas e setores. Por outro lado, quando a demanda por trabalho é baixa e o desemprego é elevado, os trabalhadores parecem relutantes em oferecer seus serviços por salários inferiores aos praticados no mercado, de modo que os salários tendem a cair apenas muito lentamente. Assim, a relação entre o desemprego e a taxa de variação dos salários é provavelmente altamente não linear.
É possível que um segundo fator influencie a taxa de variação dos salários monetários: a taxa de variação da demanda por trabalho e, consequentemente, do desemprego. Em um ano de expansão da atividade econômica, com aumento da demanda por trabalho e redução da taxa de desemprego, os empregadores disputarão a mão de obra de forma mais intensa do que fariam em um ano no qual a taxa média de desemprego fosse a mesma, mas a demanda por trabalho permanecesse estável. Em contrapartida, em um ano de retração da atividade econômica, com redução da demanda por trabalho e aumento da taxa de desemprego, os empregadores estarão menos dispostos a conceder aumentos salariais, e os trabalhadores se encontrarão em posição mais frágil para reivindicá-los, do que estariam em um ano em que a taxa média de desemprego fosse a mesma, mas a demanda por trabalho não estivesse diminuindo.
Um terceiro fator que pode afetar a taxa de variação dos salários monetários é a taxa de variação dos preços no varejo, atuando por meio dos reajustes salariais destinados a compensar o custo de vida. Argumenta-se aqui, contudo, que tais reajustes terão pouca ou nenhuma influência sobre a taxa de variação dos salários monetários, exceto em períodos em que os preços no varejo sejam pressionados para cima por uma elevação muito rápida dos preços das importações (ou, em raras ocasiões no Reino Unido, dos preços dos produtos agrícolas produzidos internamente). Suponha-se que a produtividade esteja crescendo continuamente à taxa de, digamos, 2% ao ano e que a demanda agregada esteja aumentando no mesmo ritmo, de modo que o desemprego permaneça constante em, por exemplo, 2%. Suponha-se ainda que, com esse nível de desemprego e na ausência de reajustes por custo de vida, os salários monetários aumentem cerca de 3% ao ano em decorrência da competição entre os empregadores pela contratação de trabalhadores e que os preços das importações e dos demais fatores de produção também estejam crescendo à taxa de 3% ao ano. Nesse caso, os preços no varejo aumentarão, em média, cerca de 1% ao ano (isto é, à taxa de variação dos custos dos fatores de produção menos a taxa de crescimento da produtividade). Nessas condições, a introdução de reajustes salariais vinculados ao custo de vida não produzirá qualquer efeito, pois os empregadores apenas concederão, sob a denominação de reajuste por custo de vida, parte dos aumentos salariais que, de qualquer forma, já concederiam em decorrência da competição pela mão de obra.
Admitindo-se que o valor das importações corresponda a um quinto da renda nacional, somente quando a taxa anual de variação dos preços das importações exceder, em mais de cinco vezes a taxa de crescimento da produtividade, a taxa de aumento dos salários que resultaria da competição entre os empregadores é que os reajustes vinculados ao custo de vida passam a exercer um papel efetivo no aumento da taxa de variação dos salários monetários. Assim, no exemplo apresentado acima, uma taxa de crescimento dos preços das importações superior a 13% ao ano mais do que compensaria os efeitos do aumento da produtividade, fazendo com que os preços no varejo crescessem mais de 3% ao ano. Os reajustes por custo de vida conduziriam, então, a um aumento dos salários maior do que aquele que ocorreria apenas em razão da demanda dos empregadores por trabalho, o que provocaria um novo aumento dos preços no varejo. Desse modo, a rápida elevação dos preços das importações daria início a uma **espiral de salários e preços**, que continuaria até que a taxa de crescimento dos preços das importações caísse significativamente abaixo do valor crítico de aproximadamente 13% ao ano.
O objetivo do presente estudo é verificar se as evidências estatísticas sustentam a hipótese de que a taxa de variação dos salários monetários no Reino Unido pode ser explicada pelo nível de desemprego e pela taxa de variação do desemprego, exceto durante ou imediatamente após os anos em que ocorreu uma elevação muito rápida dos preços das importações e, caso essa hipótese seja confirmada, obter uma estimativa quantitativa da relação entre o desemprego e a taxa de variação dos salários monetários. Os períodos de 1861–1913, 1913–1948 e 1948–1957 serão analisados separadamente.
2. 1861–1913
O índice de Schlote dos preços médios das importações¹ registra um aumento de 12,5% nos preços das importações em 1862 em relação ao ano anterior, um aumento de 7,6% em 1900 e em 1910, e um aumento de 7,0% em 1872. Em nenhum outro ano entre 1861 e 1913 houve um aumento dos preços das importações de até 5%. Se a hipótese apresentada acima estiver correta, a elevação dos preços das importações em 1862 pode ter sido suficiente para dar início a uma moderada espiral de salários e preços, mas, no restante do período, as variações nos preços das importações tiveram pouca ou nenhuma influência sobre a taxa de variação dos salários monetários.
[1]: W. Schlote, British Overseas Trade from 1700 to the 1930's, Tabela 26.
Um diagrama de dispersão da taxa de variação dos salários monetários e da taxa de desemprego para os anos de 1861 a 1913 é apresentado na **Figura 1**. Durante esse período ocorreram seis ciclos econômicos relativamente regulares, com duração média de aproximadamente oito anos. Os diagramas de dispersão correspondentes aos anos de cada ciclo econômico são apresentados nas **Figuras 2 a 8**. Cada ponto nos diagramas representa um ano, sendo a taxa média de variação dos salários monetários durante o ano indicada pela escala do eixo vertical, e a taxa média de desemprego durante o ano indicada pela escala do eixo horizontal.
A taxa de variação dos salários monetários foi calculada a partir do índice de salários por hora elaborado por Phelps Brown e Sheila Hopkins¹, expressando-se a **primeira diferença central** do índice de cada ano como porcentagem do índice correspondente ao mesmo ano. Assim, a taxa de variação para 1861 é definida como a metade da diferença entre o índice de 1862 e o índice de 1860, expressa como porcentagem do índice de 1861, e o mesmo procedimento foi adotado para os demais anos.² As taxas percentuais de desemprego são aquelas calculadas pelo **Board of Trade** e pelo **Ministry of Labour**² com base nos registros dos sindicatos. As correspondentes taxas percentuais de emprego encontram-se em Beveridge, *Full Employment in a Free Society*, Tabela 22.
[1]: PHELPS BROWN, E. H.; HOPKINS, Sheila. *The Course of Wage Rates in Five Countries, 1860–1939*. *Oxford Economic Papers*, jun. 1950.
[2]: Memoranda upon British and Foreign Trade and Industrial Conditions (Second Series) (Cd. 2337). *British Parliamentary Papers* (B.P.P.), 1905, v. 84; *21st Abstract of Labour Statistics, 1919–1933* (Cd. 4625). *British Parliamentary Papers* (B.P.P.), 1933–1934, v. 26.
Pode-se observar, pelas Figuras 2 a 8, uma clara tendência de a taxa de variação dos salários monetários ser elevada quando o desemprego é baixo, e reduzida ou mesmo negativa quando o desemprego é elevado. Observa-se também uma nítida tendência de que, para qualquer dado nível de desemprego, a taxa de variação dos salários monetários seja superior à média correspondente àquele nível de desemprego quando o desemprego está diminuindo durante a fase de expansão do ciclo econômico, e inferior à média correspondente quando o desemprego está aumentando durante a fase de contração do ciclo econômico.
As cruzes apresentadas na Figura 1 representam os valores médios da taxa de variação dos salários monetários e da taxa de desemprego para os anos em que o desemprego se situou, respectivamente, entre 0% e 2%, 2% e 3%, 3% e 4%, 4% e 5%, 5% e 7% e 7% e 11% (incluindo-se o limite superior em cada intervalo). Como cada intervalo compreende tanto anos em que o desemprego estava aumentando quanto anos em que estava diminuindo, o efeito das variações do desemprego sobre a taxa de variação dos salários tende a ser eliminado por esse procedimento de cálculo da média. Assim, cada cruz fornece uma aproximação da taxa de variação dos salários que estaria associada ao nível de desemprego indicado, caso o desemprego permanecesse constante nesse nível.
A curva apresentada na Figura 1 (e reproduzida para fins de comparação nos diagramas posteriores) foi ajustada aos pontos médios representados pelas cruzes. A forma funcional escolhida foi
$$
y+a=bx^{c}
$$
ou
$$
\log(y+a)=\log b+c\log x,
$$
em que $y$ representa a taxa de variação dos salários monetários e $x$ a taxa de desemprego. As constantes $b$ e $c$ foram estimadas pelo método dos mínimos quadrados, utilizando-se os valores de $y$ e $x$ correspondentes às cruzes nos quatro intervalos de desemprego compreendidos entre 0% e 5%. A constante $a$ foi determinada por tentativa e erro, de modo a fazer com que a curva passasse o mais próximo possível das duas cruzes restantes, correspondentes aos intervalos de desemprego [3] entre 5% e 11%.
A equação da curva ajustada é
$$
y+0.900=9.638x^{-1.394}
$$
ou, de forma equivalente,
$$
\log(y+0.900)=0.984-1.394\log x.
$$
[3]: À primeira vista, pode parecer preferível realizar uma regressão múltipla de (y) sobre as variáveis (x) e (\frac{dx}{dt}). Contudo, em razão da forma particular da relação entre (y) e (x) no presente caso, não é fácil encontrar uma equação linear de regressão múltipla apropriada. Uma equação da forma
$$
y+a=bx^{c}+k\left(\frac{1}{x^{m}}\cdot\frac{dx}{dt}\right)
$$
provavelmente seria adequada. Se isso for verdade, o procedimento adotado para estimar a relação que prevaleceria entre (y) e (x) caso (\frac{dx}{dt}=0) é satisfatório, pois pode-se demonstrar facilmente que
$$
\frac{1}{x^{m}}\cdot\frac{dx}{dt}
$$
não é correlacionado nem com (x), nem com qualquer potência de (x), desde que (x) seja, como neste caso, uma variável sem tendência (trend-free variable).
Você tem razão. O texto original possui **dois parágrafos**, e eu deveria ter preservado essa estrutura. Segue a tradução mantendo os **dois parágrafos**:
Considerando as mudanças salariais em anos individuais em relação à curva ajustada, o aumento salarial em 1862 (ver Figura 2) é definitivamente maior do que aquele que pode ser explicado pelo nível de desemprego e pela taxa de variação do desemprego, e o aumento salarial em 1863 também é maior do que o esperado. Parece que o aumento de **12,5% nos preços de importação entre 1861 e 1862**, mencionado anteriormente (e sem dúvida relacionado à eclosão da Guerra Civil Americana), foi de fato suficiente para produzir um efeito real sobre as taxas salariais, ao provocar aumentos no custo de vida que foram superiores aos aumentos que teriam resultado da demanda dos empregadores por trabalho, e que a consequente espiral **salários-preços** continuou em 1863. Por outro lado, os aumentos nos preços de importação de **7,6% entre 1899 e 1900**, novamente entre **1909 e 1910**, e o aumento de **7,0% entre 1871 e 1872** não parecem ter tido qualquer efeito perceptível sobre as taxas salariais. Isso é consistente com a hipótese apresentada anteriormente sobre o efeito do aumento dos preços de importação sobre as taxas salariais.
A Figura 3 e as Figuras 5 a 8 mostram uma relação bastante clara entre a taxa de variação das taxas salariais e o nível e a taxa de variação do desemprego, mas essa relação praticamente não aparece no ciclo mostrado na Figura 4. O índice salarial de **Phelps Brown e Sheila Hopkins**, a partir do qual foram calculadas as mudanças nas taxas salariais, baseava-se no índice anterior de **Wood**, que mostra a mesma estabilidade durante esses anos. A partir de 1880, também temos o índice de taxas salariais de **Bowley**. Se a taxa de variação dos salários monetários para o período de **1881 a 1886** for calculada a partir do índice de Bowley pelo mesmo método utilizado anteriormente, obtêm-se os resultados mostrados na Figura 4a, que apresentam a relação típica entre a taxa de variação das taxas salariais e o nível e a taxa de variação do desemprego. Parece possível que alguma peculiaridade tenha ocorrido na construção do índice de Wood para esses anos. O índice de Bowley para o restante do período até 1913 apresenta resultados que são, de modo geral, semelhantes aos mostrados nas Figuras 5 a 8, mas o padrão é um pouco menos regular do que aquele obtido com o índice de Phelps Brown e Sheila Hopkins.
A partir da Figura 6, pode-se observar que as taxas salariais aumentaram mais lentamente do que o usual durante a expansão da atividade econômica entre **1893 e 1896**, retornando depois ao seu padrão normal de variação; porém, com um aumento temporário do desemprego durante **1897**. Isso sugere que pode ter havido uma resistência excepcional por parte dos empregadores aos aumentos salariais entre **1894 e 1896**, culminando em conflitos trabalhistas em 1897. Uma consulta à história industrial¹ confirma essa suspeita. Durante a década de 1890, houve um rápido crescimento das federações de empregadores e, entre **1895 e 1897**, ocorreu resistência por parte dessas federações às reivindicações dos sindicatos pela introdução de uma jornada de trabalho de **oito horas**, o que teria implicado um aumento das taxas salariais por hora. Isso resultou em uma greve da **Amalgamated Society of Engineers**, enfrentada pela **Federação dos Empregadores** com um *lockout* que durou até janeiro de 1898.
A partir da Figura 8, pode-se observar que a relação entre as mudanças salariais e o desemprego foi novamente perturbada em **1912**. A partir dos dados mensais de percentual de desemprego nos sindicatos², verificamos que o desemprego aumentou de **2,8% em fevereiro de 1912** para **11,3% em março**, retornando para **3,6% em abril** e **2,7% em maio**, como resultado de uma paralisação geral do trabalho na mineração de carvão. Se for feito um ajuste para eliminar o efeito da greve sobre o desemprego, o valor da taxa média percentual de desemprego durante 1912 seria reduzido em cerca de **0,8 ponto percentual**, restabelecendo o padrão típico da relação entre a taxa de variação das taxas salariais e o nível e a taxa de variação do desemprego.
Da comparação das Figuras 2 a 8, parece que a largura dos ciclos obtidos em cada ciclo econômico tendeu a se estreitar, sugerindo uma redução da dependência da taxa de variação das taxas salariais em relação à taxa de variação do desemprego. Há duas possíveis explicações para isso. Primeiro, nas indústrias de carvão e aço antes da Primeira Guerra Mundial, eram comuns os ajustes por **escala móvel** (*sliding scale adjustments*), pelos quais as taxas salariais eram vinculadas aos preços dos produtos.³ Dada a tendência de os preços dos produtos aumentarem com a expansão da atividade econômica e diminuírem com a retração da atividade econômica, esses acordos podem ter fortalecido a relação entre as mudanças nas taxas salariais e as mudanças no desemprego nessas indústrias. Durante os primeiros anos do período, essas indústrias teriam pesos relativamente elevados no índice salarial, mas, com a maior abrangência do material estatístico disponível nos anos posteriores, os pesos dessas indústrias no índice teriam sido reduzidos. Segundo, é possível que a diminuição da largura dos ciclos tenha resultado não tanto de uma redução da dependência das mudanças salariais em relação às mudanças no desemprego, mas sim da introdução de uma **defasagem temporal** na resposta das mudanças salariais às mudanças no nível de desemprego, causada pela expansão da negociação coletiva e, particularmente, pelo crescimento dos procedimentos de arbitragem e conciliação. Se tal defasagem temporal existisse nos anos posteriores do período, a mudança salarial em qualquer ano deveria estar relacionada não ao desemprego médio durante aquele ano, mas ao desemprego médio defasado em, talvez, vários meses. Isso teria o efeito de deslocar cada ponto nos diagramas horizontalmente em parte do caminho em direção ao ponto do ano anterior, e pode-se perceber facilmente que isso ampliaria os ciclos nos diagramas. Esse fato torna difícil distinguir com precisão entre o efeito das defasagens temporais e o efeito da dependência das mudanças salariais em relação à taxa de variação do desemprego.
3. 1913-1948
A
4. 1948-1957
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