Instituições e Desenvolvimento Econômico

6º Seminário Nacional de Sociologia e Política 20 a 22 de maio de 2015 – Curitiba/PR Grupo de Trabalho nº 15: Economia e Poder: atores, instituições e sistema econômico e financeiro

Instituições e desenvolvimento econômico1

Institutions and economic development

Rodrigo Galvão Pinho Lins (UFPE)2

1

2

As críticas feitas pelo Grupo de Métodos de Pesquisa em Ciência Política da UFPE em geral, e especificamente pelo professor Dalson Figueiredo (UFPE) e por Willber Nascimento (UFPE), foram de extrema importância para a melhoria do trabalho. Os equívocos, obviamente, são de responsabilidade exclusiva do autor. Mestrando em Ciência Política (UFPE) e bolsista do CNPq. E-mail: [email protected].

Resumo

O objetivo deste trabalho é analisar a relação entre instituições liberais e desempenho econômico. Partindo da literatura existente, é possível observar que não há um forte consenso entre os estudiosos da área, deixando espaço para que novas pesquisas se desenvolvam. O modelo, que será estudado à exaustão, contém 97 países divididos entre América Latina, Ásia, Leste Europeu e OCDE. Metodologicamente, usaremos estatística descritiva e multivariada para analisar um banco de dados original, com informações de instituições como Banco Mundia, Heritage Foundation e Freedom House. Os resultados da pesquisa sugerem que a relação é não uniforme, dependendo do grau preexistente de desenvolvimento econômico dos países. Quanto mais liberais, menos forte será a influência dessas instituições.

Palavras-Chaves: Instituições; Desenvolvimento Econômico; Liberalismo.

Abstract

The goal of this work is to analyze the relationship between liberal institutions and economic performance. Based on the literature, it is possible to realize that there is not a strong consensus among researchers in the area, leaving room for further research to develop. The model, which will be studied to exhaustion, contains 97 countries from Latin America, Asia, Eastern Europe and OECD. Methodologically, we will use descriptive and multivariate statistics to analyze an original database with information from institutions such as the World Bank, Heritage Foundation and Freedom House. The results from the research suggests that the relationships are not uniform, depending on the level of the countries preexist economic development. The more liberal, the weaker the influence of theses institutions will be.

Keywords: Institutions; Economic Development; Liberalism.

Introdução O regime político e as instituições que o acompanham parecem estar intrinsecamente conectadas ao modelo de desenvolvimento econômico de um país. Em tempo de incertezas internacionais, quando se busca formatos de políticas que possam acelerar o desempenho da economia, o debate sobre o papel das instituições consideradas liberais (CHANG, 2011; STIGLITZ, 2003), atualmente vigente em grande parte dos cenários nacionais, merece atenção. Assim, podemos esperar que instituições liberais influenciem positivamente o desenvolvimento econômico? Dentre as instituições apontadas pela visão liberal como necessárias para um desenvolvimento econômico sustentável – ou seja, que possa ser mantido no longo prazo –, encontram-se a própria democracia, uma forte proteção dos direitos de propriedade, e a liberdade para que o mecanismo de mercado atue de forma livre (ACEMOGLU, 2012). No fim dos anos 1980 e meados dos anos 1990, essas características passaram a ser apontadas por organismos internacionais, como os ajustes estruturais do Banco Mundial e do Fundo Monetário Internacional (FMI), como desejáveis (CHANG, 2011; STEIN, 2008). Dessa forma, os empréstimos condicionados tiveram um importante papel na popularização dessas instituições nos países em desenvolvimento, principalmente na América Latina e na Ásia. A influência desse conjunto de características no desenvolvimento econômico de um país, no entanto, não é fonte de consenso entre os pesquisadores da área. Acemoglu e Robinson (2012) argumentam que para um país desenvolver sua economia de maneira consistente e sem efeitos onerosos para a população, as instituições liberais precisam estar firmes. Chang (2011) também defende os princípios liberais de uma forma geral. No entanto, apresentando um tom mais crítico, ele defende que as instituições não oferecerão os mesmos resultados para países que possuem características distintas. Metodologicamente, tentaremos encontrar a relação entre as instituições já mencionadas e o desempenho econômico dos países envolvidos no modelo. Para tanto, faremos uso de regressão linear multivariada, com um banco de dados original. A expectativa é a de que as instituições liberais tenham um efeito positivo mais significativo nos países já desenvolvidos, com um impacto mais discreto nos países em desenvolvimento. Tendo em vista as elucidações prévias, o presente trabalho está dividido da seguinte forma: na primeira parte, onde os conceitos teóricos serão desenvolvidos, daremos atenção especial à discussão da visão institucionalista do desenvolvimento econômico. Em seguida, a parte metodológica será apresentada de forma um pouco mais profunda para, finalmente, os dados estatísticos serem apresentados. Por fim, poderemos desenhar algumas breves conclusões.

Instituições liberais e desenvolvimento econômico

A adoção de instituições liberais – também conhecidas como Global Standard Institutions (GSIs) – surgiu como remédio oferecido pelo Banco Mundial, FMI e Organização Mundial do Comércio (OMC) aos países em desenvolvimento que não viam suas economias decolando (STEIN, 2008; STIGLITZ, 2003). Dessa forma, teorias institucionalistas passaram a se multiplicar e ganhar força com autores como Acemoglu e Robinson (2012), que enxergam nas instituições políticas e econômicas os principais responsáveis pela pobreza ou prosperidade dos países. São elas que determinariam se um país teria uma economia dinâmica e estável ou se ele trilhará um caminho que o impeça de crescer. Para os autores, essas instituições podem apresentar duas faces: inclusiva ou extrativa. A diferença entre uma e outra é de extrema importância para a compreensão da teoria elaborada por eles. Acemoglu e Robinson (2012) desenvolvem a teoria em dois níveis: primeiro fazendo distinção entre instituições políticas e econômicas inclusivas e extrativas; depois explicando o motivo pelo qual instituições inclusivas foram desenvolvidas em alguns países e não em outros. Esta segunda parte, por não ser relevante para o objetivo deste trabalho em particular, será deliberadamente deixada de fora. As instituições extrativas são comandadas por elites, que as modelam buscando enriquecimento e a perpetuação do próprio poder. Tudo isso às custas de uma vasta maioria da sociedade (ACEMOGLU E ROBINSON, 2012). Por outro lado, as instituições inclusivas têm como foco a participação de uma maior parcela da sociedade no meio político e econômico nacional. Eles defendem que para a existência de instituições inclusivas, é preciso que haja segurança na garantia do direito da propriedade privada, pois só assim haveria pessoas dispostas a investir e, consequentemente, aumentar a produtividade. Também é preciso contar com um mercado inclusivo e com investimentos públicos em tecnologia e educação. Como colocado pelos autores: “Inclusive economic institutions that enforce property rights, create a level playing field, and econcourage investiments in new technologies and skills are more condutive to economic growth than extractive economic institutions that are structured to extract resources” (p. 429-430). Apesar da distinção, os autores afirmam que é possível observar crescimento econômico em países extrativistas não-democráticos. Esse argumento se assemelha à conclusão obtida por Przeworski (2004). Apesar de não fazer claramente a distinção entre os modelos extrativos e inclusivos, Przeworski admite a possibilidade de crescimento independentemente do modelo do regime. Isto é, o fato do país ser governado por uma democracia ou uma ditadura não influencia no crescimento econômico do país. Ele ressalta, no entanto, que o modelo de tal desempenho é radicalmente diferente. Enquanto a economia cresce às custas da exploração do trabalhador em ditaduras, as democracias tendem a tirar proveito de um uso mais efetivo da força de trabalho. Mesmo sendo possível perceber que, atualmente, os países considerados ricos são, em sua maioria, países que se encontram sob o regime democrático, Przeworski e Limongi (1993) argumentam que

não se pode chegar a uma conclusão clara da influência dessas formas de governo. A política parece influenciar o crescimento econômico, mas o regime em si não parece surtir um importante efeito. Vendo sob a ótica de Acemoglu e Robinson (2012), podemos perceber que há uma congruência com a teoria das instituições extrativas e inclusivas. A teoria desenhada também defende que uma vez enraizada, essas instituições devem sobreviver por meio de ciclos viciosos (extrativos) e virtuosos (inclusivos). Ainda assim, nenhum desses modelos “seriam inquebráveis”. Ou seja, regimes pluralísticos podem se tornar autoritários e vice-versa. Seguindo no sentido contrário de Acemoglu e Robinson (2012), Chang (2011) afirma que a teoria institucionalista sofre de dois importantes problemas. Primeiro, eles argumentariam que a relação causal entre instituições e desenvolvimento econômico sempre se daria da direção do primeiro para o segundo (embora ele reconheça que Acemoglu observe a relação causal de mão dupla). O segundo problema seria o fato de que, mesmo focando no sentido “instituições para o desenvolvimento”, as teorias seriam formuladas de maneiras simplistas (Chang, 2011). O argumento o autor é o de que existe uma série de maneiras que as instituições podem ser modificadas a partir do desenvolvimento econômico. Elas seriam: (1) o aumento de riqueza através do crescimento econômico criaria uma maior demanda para instituições de alta qualidade; (2) maior riqueza também tornaria instituições mais em conta; e (3) o desenvolvimento também criaria novos agentes de mudança, demandando novas instituições. O autor também se mostra bastante crítico em relação à ideia de liberdade econômica e proteção da propriedade privada. A privação de determinadas liberdades pode tolher o desenvolvimento no curto prazo, mas pode ser benéfico no longo prazo. Chang tenta provar seu ponto de vista com argumento histórico a respeito da proibição da mão de obra infantil. Se, por um lado, essa legislação encareceu o trabalho de forma imediata, por outro, essa nova política teria permitido uma melhoria na qualidade da mão de obra no longo prazo. No que diz respeito ao direito da propriedade privada, Przeworksi (1991) afirma que para poder ser efetiva economicamente, as instituições podem violá-lo. A reforma agrária é um dos exemplos utilizados pelo autor. A principal conclusão de Chang (2011) é que, ao contrário do que é defendido por Acemoglu e Robinson (2012), as instituições liberais não devem ser adotadas uniformemente por todas as economias em desenvolvimento. Cada país tem sua característica específica e, por isso, não poderiam ser oferecidos a mesma “medicação” para todos eles.

Metodologia Seguindo indicação de King (1995), a apresentação metodológica deve ser levada em conta para que os trabalhos possam ser lidos e mais facilmente compreendidos. Assim, expomos o modelo

que será analisado. O banco de dados3 utilizado neste trabalho é original, construído pelo autor e elaborado com informações das seguintes instituições: Banco Mundial, Freedom House, Heritage Foundation e Dreher. A variável dependente utilizada para mensurar o desenvolvimento econômico será o logaritmo natural do Produto Interno Bruto (PIB) per capita, em dólares constantes de 2005, calculado pelo Banco Mundial, que identificaremos como PIB_log. O modelo log-lin, ou modelo de crescimento (GUJARATI, 2011), é utilizado aqui para desacelerar o efeito e torná-lo padrão para todos os casos. Por sua vez, a variável independente é o Índice de Instituições Liberais (IIL), construído pelo autor por meio de uma análise fatorial utilizando as variáveis independentes (ver quadro 1).

Quadro 1. Variáveis Independentes Originais Variável

Especificações

Fonte

Democracia

0 a 10

Freedom House/Imputed Polity

Grau de Direito de Propriedade

0 a 100

Heritage Foundation

Liberdade Econômica

0 a 100

Heritage Foundation

Índice de Globalização

0 a 100

Dreher

As quatro variáveis independentes apresentam alta correlação, sendo a menor entre Liberdade Econômica e Democracia (,669) e a maior entre Grau de Direito de Propriedade e Liberdade Econômica (,829). Todos foram estatisticamente significantes. Por isso, foi possível realizar uma análise fatorial para se chegar ao índice. Para que o ele pudesse variar entre 0 e 1, onde 0 é o país com menor nível de liberalismo econômico e 1 com o maior, aplicamos a seguinte fórmula: ILL = (Fat + 1 + Min)/(Max + 1)

Onde o IIL resulta da razão da soma do fator mais uma unidade e mais o mínimo pela soma do máximo mais uma unidade. As informações do banco contam com observações de 97 países, distribuídos entre América Latina, Ásia (com exceção dos produtores de petróleo localizados na região do Oriente Médio), membros da extinta União Soviética e países membros da Organização para a Cooperação e Desenvolvimento Econômico (OCDE). Metodologicamente descrevemos estatisticamente os dados e montamos um modelo com regressão linear bivariada e multivariada. O modelo final utilizado é o seguinte:

3

Interessados podem obter o banco de dados entrando em contato diretamente com o autor.

Y = α + β 1 X1 + β 2 X2 + ε

Onde: Y é a variável dependente log do PIB per capita; X1 é a variável independente Índice de Instituições Liberais; X2 é a variável de controle percentual do PIB gasto em educação; e ε é o erro. Chang (2011) afirma que o uso quase exclusivo do método de cross-section no estudo das instituições é um erro, pois as instituições podem variar dentro de um mesmo país. Levando isso em consideração, tentamos dirimir este problema ao realizar a análise de uma década em três pontos: 2010, 2005 e 2000. Todos os gráficos, tabelas e quadros, quando não dito o contrário, foram elaborados pelo autor.

Análise dos resultados Primeiro levaremos em conta a influência do Liberalismo Econômico em nossa variável dependente, considerando todos os casos do banco. Em seguida, faremos a análise do modelo separando os casos por ano e, em seguida, por região. Assim, para o modelo que leva em consideração os casos completos, podemos ver que 71,9% da variância na variável dependente é explicada pela variável explicativa. Com significância 0,000, a regressão bivariada mostra que o acréscimo de uma unidade de nível de liberalismo representa um aumento de 7,5 no log do PIB per capita (figura 1). Em seguida, baseado na literatura (SYLVESTER, 2000 e 2002), podemos inserir o percentual do PIB gasto em educação como controle (tabela 1). Com a nova variável, o modelo passou a explicar 78,2% da variância do log do PIB per capita. No entanto, o impacto do IIL manteve-se praticamente imutável, em 7,4. Enquanto isso, o impacto do gasto em educação é de apenas ,2. Ambos possuem significância de 0,000. Assim, podemos atestar a robustez do nosso modelo. Tabela 1 - Modelo completo*

Coeficientes não padronizados

Constante Índice de Instituições Liberais % do PIB gasto em educação

Coeficientes padronizados

B Erro padrão 3,402 ,221

Beta

t 15,430

Sig. ,000

7,397

,336

,792

22,041

,000

,210

,033

,227

6,310

,000

*Anos = 2000, 2005, 2010 / r² = 0,782 Variável dependente: Log do PIB per capita

Passamos, então, a analisar a relação entre o IIL e o log do PIB per capita separando os casos por ano, sempre usando a variável de controle. Os dados apontam para um crescimento do poder explicação do modelo no decorrer dos anos (R² 00 = ,767; R² 05 = ,793; R² 10 = ,803). O impacto em si do Índice de Instituições Liberais é maior em 2010, com um acréscimo de 7,63 no log do PIB per capita para cada aumento de uma unidade no índice. Em 2000, uma unidade no ILE representa um crescimento de 7,50. Finalmente, em 2005, uma unidade a mais no IIL significa incremento de 7,01 na variável dependente. Isso pode ser explicado pelo fato de que o próprio Índice de Instituições Liberais sofreu uma queda entre 2000 e 2005, voltando a crescer em 2010 (figura 2). Por outro lado, a variável de controle sempre apresentou uma tendência de crescimento no decorrer dos três anos estudados.

Figura 1 – IIL x Log do PIB per capita

Figura 2 – IIL por ano

Finalmente, passamos a considerar cada uma das quatro regiões presentes neste estudo em separado. Usaremos regressões lineares multivariadas para observar se a relação entre as variáveis de interesse é uniforme em todas as regiões ou se a dinâmica se modifica. Gráficos de dispersão podem ajudar a ilustrar a relação.

Ásia As tabelas de 2 a 4 apresentam os resultados para Ásia nos três anos abordados neste trabalho. O r² para o ano de 2000 (tabela 2) sugere que 71,9% da variação na variável dependente podia ser explicada pelo modelo.

Tabela 2 - Ásia*

Coeficientes não padronizados

Constante

Coeficientes padronizados

B Erro padrão 3,440 ,816

Beta

t 4,215

Sig. ,003

Índice de Instituições Liberais

7,826

2,094

,903

3,736

,006

% do PIB gasto em educação

-,077

,204

-,091

-,379

,715

*Ano = 2000 / r² = 0,719 Variável dependente: Log do PIB per capita

Os dados se mostram estatisticamente significativos (p-valor = 0,006). Para cada unidade a mais no ILL, é possível contar com um acréscimo de 7,826 no log do PIB per capita. A variável de controle, pelo contrário, apresenta um p-valor de 0,715. Para o ano de 2005, notaremos que não existe uma grande diferença, como mostra a tabela 3. Tabela 3 - Ásia*

Coeficientes não padronizados

Constante

Coeficientes padronizados

B Erro padrão 4,426 1,298

Beta

t 3,409

Sig. ,019

Índice de Instituições Liberais

7,689

1,791

,946

4,293

,008

% do PIB gasto em educação

-,217

,483

-,099

-,449

,672

*Ano = 2005 / r² = 0,814 Variável dependente: Log do PIB per capita

Também estatisticamente significativo (p-valor = 0,008), o impacto de uma unidade de ILL representa um aumento de 7,689 no log do PIB per capita. O modelo sugere explicar 81,4% da variação no log do PIB per capita.

Já em 2010, o modelo explica 74,1% da variação da variável dependente. O impacto de uma unidade de ILL se mantém semelhante às dos anos anteriores, com um aumento de 7,856 no log do PIB per capita para cada aumento na nossa variável de interesse. Tabela 4 - Ásia*

Coeficientes não padronizados

Constante Índice de Instituições Liberais % do PIB gasto em educação

Coeficientes padronizados

B Erro padrão 3,690 ,889

Beta

t 4,151

Sig. ,002

7,856

1,469

,861

5,349

,000

,036

,146

,040

,248

,809

*Ano = 2010 / r² = 0,741 Variável dependente: Log do PIB per capita

Ex-URSS Para as repúblicas do Leste Europeu que faziam parte da extinta União Soviética, os dados se mantém similares aos obtidos na Ásia, embora um pouco menos expressivos. As tabelas 5, 6 e 7 dizem respeito aos anos de 2000, 2005 e 2010, respectivamente, para a região. Em 2000 (tabela 5), o modelo explica 61,1% da variação no log do PIB per capita. Uma unidade da variável independente aumenta o log do PIB per capita em 5,644. Enquanto a variável de controle se mostra de maneira não estatisticamente significativa (p-valor = 0,243), nossa variável explicativa se mantém dentro da linha de corte (p-valor < 0,05). Tabela 5 - Ex-URSS*

Coeficientes não padronizados

Constante Índice de Instituições Liberais % do PIB gasto em educação

Coeficientes padronizados

B Erro padrão 4,049 ,813

Beta

t 4,983

Sig. ,000

5,644

1,412

,685

3,997

,001

,210

,173

,208

1,216

,243

*Ano = 2000 / r² = 0,611 Variável dependente: Log do PIB per capita

Ao contrário do que aconteceu na Ásia, o r² de 2005 (0,552) é menor do que o de 2000 (0,611). O percentual do PIB gasto em educação continua não sendo estatisticamente significativo (p-valor = 0,566). O impacto de uma unidade do ILL passa a ser de 6,281 no log do PIB per capita como se vê na tabela 6. Tabela 6 - Ex-URSS*

Coeficientes não padronizados

Constante

Coeficientes padronizados

B Erro padrão 5,259 ,818

Beta

t 6,427

Sig. ,000

Índice de Instituições Liberais

6,281

1,391

,766

4,517

,000

% do PIB gasto em educação

-,083

,141

-,099

-,585

,566

*Ano = 2005 / r² = 0,552 Variável dependente: Log do PIB per capita

Para os países da antiga URSS, 2010 teve o maior r² (0,643) entre os períodos estudados, significando que esse foi o ano em que o modelo teve maior poder de explicação da variação no log do PIB per capita (tabela 7). Apesar de menor, o p-valor da variável de controle (0,181) manteve-se não significativo. Uma unidade do IIL causa um acréscimo de 6,650 na variável dependente, atingindo o ápice para esse grupo de países. Tabela 7 - Ex-URSS*

Coeficientes não padronizados

Constante

Coeficientes padronizados

B Erro padrão 5,706 ,992

Beta

t 5,751

Sig. ,000

Índice de Instituições Liberais

6,650

1,399

,791

4,753

,000

% do PIB gasto em educação

-,193

,137

-,235

-1,413

,181

*Ano = 2010 / r² = 0,643 Variável dependente: Log do PIB per capa

OCDE A Organização para a Cooperação e Desenvolvimento Econômico (OCDE), que, em geral, reúne países em uma etapa mais avançada de desenvolvimento econômico, parece ter seu crescimento cada vez menos influenciado pelas instituições liberais. Como será possível ver nas tabelas 8, 9 e 10, a cada intervalo que se passa, menor é a capacidade de explicação do modelo. Em 2000 (tabela 8), o r² era de 0,723. Uma unidade da variável independente representava um acréscimo de 5,239 na variável independente. A variável de controle, apesar de próxima do ponto de corte, se mantém não significativa. Tabela 8 - OCDE*

Coeficientes não padronizados

Constante Índice de Instituições Liberais % do PIB gasto em educação

Coeficientes padronizados

B Erro padrão 5,865 ,735

Beta

t 7,981

Sig. ,000

5,239

1,070

,686

4,895

,000

,106

,051

,293

2,088

,052

*Ano = 2000 / r² = 0,723 Variável dependente: Log do PIB per capita

Em 2005 o poder de explicação da variação do log do PIB per capita sofre uma queda e chega a 0,458 (tabela 9). Uma unidade a mais no IIL passa a representar um acréscimo de apenas 2,594 na variável independente. Tabela 9 - OCDE*

Coeficientes não padronizados

Constante Índice de Instituições Liberais % do PIB gasto em educação

Coeficientes padronizados

B Erro padrão 8,122 ,618

Beta

t 13,152

Sig. ,000

2,594

,922

,518

2,813

,011

,077

,054

,261

1,414

,173

*Ano = 2005 / r² = 0,458 Variável dependente: Log do PIB per capita

Já em 2010 (tabela 10), o r² chega a 0,243 – o mais baixo para todos os quatro grupos estudados. O ILL também deixa de ser estatisticamente significativo (p-valor > 0,05). Tabela 10 - OCDE*

Coeficientes não padronizados

Constante Índice de Instituições Liberais % do PIB gasto em educação

Coeficientes padronizados

B Erro padrão 8,510 ,889

Beta

t 9,568

Sig. ,000

2,277

1,312

,398

1,735

,100

,052

,073

,164

,714

,484

*Ano = 2010 / r² = 0,243 Variável dependente: Log do PIB per capita

Levando em conta os três grupos que foram estudados até agora, podemos perceber que a variável de controle “percentual do PIB gasto em educação” nunca se mostrou estatisticamente significativo.

América Latina Finalmente, na América Latina o modelo parece seguir uma trajetória inversa àquela identificada nos países da OCDE. Em 2000 (figura 11), o r² era de apenas 0,138 e tanto a variável independente quanto a de controle não eram estatisticamente significativas. Tabela 11 - América Latina*

Coeficientes não padronizados

Constante Índice de Instituições Liberais % do PIB gasto em educação

Coeficientes padronizados

B Erro padrão 6,794 1,025

Beta

t 6,627

Sig. ,000

1,989

1,387

,400

1,434

,175

,041

,106

,108

,389

,704

*Ano = 2000 / r² = 0,138 Variável dependente: Log do PIB per capita

Em 2005 (tabela 12), tanto o ILL quanto a variável de controle passam a ser estatisticamente significativos (p-valor < 0,05). O impacto da variável explicativa, no entanto, é mais alta do que o

percentual do PIB gasto em educação. Para cada unidade de ILL, pode-se esperar um aumento de 4,208 na variável dependente, enquanto o impacto da unidade de controle é de 0,229. O modelo também dá um salto e passa a explicar 80,1% da variação do log do PIB per capita. Tabela 12 - América Latina*

Coeficientes não padronizados

Constante Índice de Instituições Liberais % do PIB gasto em educação

Coeficientes padronizados

B Erro padrão 5,107 ,748

Beta

t 6,830

Sig. ,001

4,208

,938

1,711

4,485

,006

,229

,060

1,469

3,852

,012

*Ano = 2005 / r² = 0,801 Variável dependente: Log do PIB per capita

Já em 2010 (tabela 13), o r² cai para 0,467, mas as variáveis mantêm-se significativas. O impacto da variável explicativa sobe um pouco e chega a 4,765, enquanto a variável de controle fica estável em 0,206. Tabela 13 - América Latina*

Coeficientes não padronizados

Constante Índice de Instituições Liberais % do PIB gasto em educação

Coeficientes padronizados

B Erro padrão 4,669 1,173

Beta

t 3,981

Sig. ,003

4,765

1,636

,999

2,912

,016

,206

,082

,864

2,518

,031

*Ano = 2010 / r² = 0,467 Variável dependente: Log do PIB per capita

Conclusão Observando os resultados obtidos, podemos chegar à conclusão de que as instituições liberais influenciam, sim, o desenvolvimento econômico dos países. No entanto, levando em conta os achados, podemos perceber que a influência das instituições liberais varia de acordo com o nível de instituições liberais pré-existente. A direção, no entanto, é contrária à hipótese levantada no

início do artigo. Ou seja, nas regiões com maior grau de instituições liberais, o impacto das mesmas tende a ser menor do que em regiões com um menor nível de instituições liberais. A figura 3 mostra que nos três anos estudados, os países da OCDE apresentam um IIL médio maior do que os outros grupos. Como visto anteriormente, esse mesmo conjunto apresentou impactos do IIL menores do que o restante dos casos estudados. Figura 3 – Média de IIL por região e ano

Conseguimos, portanto, perceber uma maior incidência de organismos liberais em países com maiores indicadores de PIB per capita. Ainda assim, esses mesmos países – com instituições liberais arraigadas – sofrem pouco impacto do IIL. Por fim, é necessário fazer uma advertência: apesar das conclusões obtidas neste trabalho, é importante enfatizar que outros problemas relevantes não foram investigados neste artigo. Ao focar especificamente no impacto das instituições liberais no desenvolvimento econômico, deixamos de fora, por exemplo, os efeitos que tais instituições têm na distribuição de renda. Por isso, a possível relação entre o desenvolvimento e a desigualdade se torna assunto fértil para uma nova pesquisa.

Referências bibliográficas

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