XXXVII ENCONTRO NACIONAL DE ECONOMIA DECOMPOSIÇÃO DA VARIAÇÃO DA POBREZA EM EFEITO CRESCIMENTO E DESIGUALDADE

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1 XXXVII ENCONTRO NACIONAL DE ECONOMIA DECOMPOSIÇÃO DA VARIAÇÃO DA POBREZA EM EFEITO CRESCIMENTO E DESIGUALDADE Márco Anôno Salvao (IBMEC-MG) Jonahan de Souza Maas (CAEN/UFC) Flávo Aalba F. D. Barreo (CAEN/UFC) Carlos Albero Manso (CAEN/UFC) Resumo: Ese argo propõe esmar as elascdades crescmeno da pobreza e desgualdade da pobreza, bem como decompor a varação da pobreza pelos seus prncpas deermnanes: crescmeno e pobreza. Para ano, seguu meodologa smlar a Besley, Burgess e Volar (2005). Ulzou-se das nformações das PNAD s para os anos de 1995 a 2007, exceo 2000, para meddas de pobreza P0, P1 e P2, com dados em panel para as 27 undades da federação do Brasl. Teses de especfcação aponam para uma esmação com elascdades varáves enre os esados. Os resulados aponam para uma grande dspardade neresadual nas elascdades crescmeno da pobreza, em que as undades da federação menos rcos são ambém as que apresenam menor elascdade crescmeno da pobreza. A decomposção da varação da pobreza apona apenas as undades da federação AP, RJ, RR, RS e SP apresenaram efeo de elascdade crescmeno acma da méda naconal em conjuno com maor crescmeno da renda relava à méda naconal (para P0). Por ouro lado, BA, CE, MA, MS, MT, PB, PI, RN, SE e TO apresenam elascdade crescmeno abaxo da méda naconal em conjuno com menor crescmeno da renda relava à méda naconal (para P0). Resulado muo smlar é enconrado para P1 e P2. Palavras chave: pobreza, elascdade crescmeno, dados em panel Absrac: Ths arcle proposes o esmae he growh elascy of povery and nequaly of povery and decompose he change n he povery of s man deermnans: growh and povery. So, we followed a smlar mehodology n Besley, Burgess and Volar (2005). We used he nformaon from PNAD's for he years 1995 o 2007, excep 2000, for measures of povery P0, P1 and P2, wh daa n he panel for 27 uns of he federaon n Brazl. Specfcaon ess pon o an esmaon wh elasces varyng beween saes. The resuls ndcae a large ner-sae dspares n growh elasces of povery, where he uns of he federaon are also he less wealhy who have lower growh elascy of povery. The decomposon of povery varaon ndcaes only he uns of he federaon AP, RJ, RR, RS and SP showed elascy effec of growh above he naonal average, ogeher wh furher growh of naonal ncome on average (for P0). Furhermore, BA, CE, MA, MS, MT, PB, PI, RN, SE and TO show elascy growh below he naonal average n conjuncon wh lower growh n ncome on he naonal average (for P0). Very smlar resul s found for P1 and P2. Key-words: povery, growh elascy, panel daa Área ANPEC: Área 5 - Crescmeno, Desenvolvmeno Econômco e Insuções. Classfcação JEL: O15, I32, C33

2 XXXVII ENCONTRO NACIONAL DE ECONOMIA DECOMPOSIÇÃO DA VARIAÇÃO DA POBREZA EM EFEITO CRESCIMENTO E DESIGUALDADE 1. INTRODUÇÃO Desde o rabalho semnal de Solow (1956) e Swan (1956), muos são os rabalhos que enam avalar as dspardades regonas, e se há algum comporameno de convergênca. Mas recenemene busca-se consderar os efeos do crescmeno sobre a pobreza e desgualdade com o objevo de avalar o bem-esar das populações. Segundo ese propóso, Besley, Burgess e Volar (2005) evdencam a dspardade neresadual na Índa, analsando as elascdades crescmeno da pobreza, bem como decompondo-a em seus prncpas deermnanes: crescmeno e desgualdade. No Brasl, város são os rabalhos que avalam a dspardade regonal, seja com respeo às undades da federação, quando nermuncpal ou por mesorregões. 1 Há ambém aqueles rabalhos que fazem a comparação na esfera urbana e rural (MANSO, BARRETO e TEBALDI, 2005). Ese rabalho em como prncpal objevo evdencar a presença de dspardade enre as undades da federação em ermos de elascdade crescmeno da pobreza em esmação conjuna com a elascdade desgualdade. Para ano, busca-se uma melhor especfcação da equação de ese nclundo varabldade no coefcene de elascdade por undade da federação usando modelos de pooled leas squared e dados em panel com efeo fxo e aleaóro. Ulza-se como base de dados as nformações das PNAD s (Pesqusa Naconal por Amosra de Domcílos) de 1995 a 2007, exceo 2000, dados para as 27 undades da federação brasleras. Com o objevo de ober resulados mas robusos são calculadas as elascdades crescmeno dos índces FGT(α) 2. Prmero é consderado o modelo em que o logarmo dos índces de pobreza em função do logarmo da renda per capa, levando-se em cona a descrção e eses de redundânca de efeos de específcos, além do ese de Hausman para verfcar se deve ulzar efeo fxo ou aleaóro. Por fm é fea uma decomposção das varações da pobreza proposa por Besley, Burgess e Volar (2005) para efeo crescmeno e desgualdade, comparando com a méda naconal. Em seguda ouro modelo é proposo nclundo uma nova varável que capa o efeo dsrbuvo da renda, pos pode ser que haja vés de especfcação caso seja excluída. Como prncpas resulados desacam-se: não se rejea a hpóese de dspardade enre as undades da federação na elascdade crescmeno de redução da pobreza; aqueles esados mas desenvolvdos e com maores níves de renda per capa apresenam maores elascdade crescmeno, em conformdade com o rabalho de Manso, Barreo e Tebald (2006) para o Brasl e Besley, Buyrgess e Volar (2005) para a Índa. Para a meodologa da decomposção da varação da pobreza observou-se que apenas as undades da federação AP, RJ, RR, RS e SP apresenaram efeo de elascdade crescmeno acma da méda naconal em conjuno com maor crescmeno da renda relava à méda naconal (para P0). Por ouro lado, BA, CE, MA, MS, MT, PB, PI, RN, SE e TO apresenam elascdade crescmeno abaxo da méda naconal em conjuno com menor crescmeno da renda relava à méda naconal (para P0). Resulado muo smlar é enconrado para P1 e P2. Além desa seção nroduóra, ese rabalho cona com mas 4 seções. Na próxma seção é fea uma revsão da leraura nernaconal e naconal, descrevendo a as prncpas pesqusas auas relavas ao ema, sobreudo àquelas feas sob a óca de crescmeno pró-pobre. Na seção 3, esão represenados os meos de esmação do modelo dando ênfase aos eses adequados de especfcação e decomposção da varação da pobreza. Na seção 4 esão dsposos os prncpas resulados onde foram feos exausvos eses ano de especfcação quano a ulzação de efeos específcos, que podem ser fxos e aleaóros, 1 Para um resumo desa leraura ver Araujo (2007). 2 Foser, Greer e Thorbecher (1984) 1

3 as como descros na seção meodológca. Por fm, uma seção conclusva, onde esão lsadas as prncpas conclusões. 2. OS DETERMINANTES DA VARIAÇÃO DA POBREZA Quas os deermnanes da prosperdade econômca? Es uma quesão relevane. Solow (1956) e Swan (1956) abrram uma lnha de pesqusa enando denfcar porque alguns países são pobres enquano ouros são rcos ou anda se há algum processo de convergênca em renda per capa de regões. Desde enão, começou-se a noar que a dspardade enre regões esá arelada ao desenvolvmeno humano das pessoas que nela vvem. Alguns auores como Kakwan (1997), Kakwan e Perna (2000), Ravallon e Chen (2003), Ravallon e Da (1999) e Son (2003) enam denfcar, não somene os deermnanes do crescmeno, mas ambém como as pessoas esão se benefcando quando há crescmeno, sobreudo aquelas consderadas pobres. Nesse sendo, a análse deve ser fea sob a óca do mpaco das polícas que êm sdo mplemenadas para esmular o crescmeno econômco benefcando os mas pobres. Ou seja, se o crescmeno resulane de as polícas em sdo pró-pobre. Embora seja uma quesão muo mporane, somene recenemene em-se dado cera mporânca ao ema (e.g. SHORROCKS, 1999; SON, 2003, BESLEY, BURGESS e VOLART, 2005, denre ouros). O Crescmeno pró-pobre é analsado sob város aspecos proposos por dferenes auores, quas sejam a verfcação de ala sensbldade da pobreza relava ao crescmeno da renda, de um efeo de crescmeno da renda méda (na qual os pobres são benefcados) ou um crescmeno da renda dos pobres mas que proporconalmene à renda dos não-pobres. Para a verfcação da sensbldade da pobreza em relação ao crescmeno, Ravallon e Da (1999) e Ravallon (1997) propuseram uma análse na qual, comumene, usa-se dados em panel ou em crosssecon, verfcando se o crescmeno da renda per capa afea a pobreza, ndependenemene de quem ganhou mas. Operaconalmene, é uma regressão do logarmo de um índce de pobreza em função do logarmo da renda per capa. Assm, o coefcene de mporânca mede a elascdade pobreza do crescmeno. Ou seja, o quão sensível é o ndcador de pobreza relavamene às varações da renda per capa. Ravallon e Da (2002) fzeram um esudo sobre a Índa e calcularam a elascdade pobreza do crescmeno para cada um de seus esados com o objevo de enar explcar porque alguns esados são mas efevos no combae à pobreza do que ouros. Os auores concluem que o crescmeno fo mas propobre n saes wh nally hgher leracy, hgher, farm producvy, hgher rural lvng sandards (relave o urban areas), lower landlessness and lower nfan moraly. (RAVALLION e DATT, 2001, p.381). Em conformdade com os anerores, Besley, Burgess e Volar (2005) ambém em um esudo para a Índa evdencaram grande dspardade de capacdade em combaer à pobreza enre seus esados. Aqueles que pós-consução da Índa 3 se especalzaram na geração de renda não provnda da erra, nha melhor esruura, educação, melhor acesso dos pobres a fnanças, menor desgualdade de gênero, denre ouros, foram os que apresenaram maor elascdade pobreza do crescmeno. O Brasl se desaca no cenáro mundal como um país com grande número de pessoas consderadas pobres, mas que não pode ser consderado pobre ao olhar-se para seu nível médo de renda per capa. Na verdade, o alo nível de desgualdade faz com que se enham muas pessoas abaxo da lnha de pobreza. O Brasl, apesar de dspor de um enorme conngene de pessoas abaxo da lnha de pobreza, não pode ser consderado um país pobre (BARROS, HENRIQUES e MENDONÇA, 2000, p.25). Já no cenáro naconal, o nordese se desaca como a regão que apresena os maores ndcadores de pobreza e de ndgênca. E deve-se ambém ao faor de dsrbução da renda e dos avos produvos, embora pare possa ser explcada pela fala de recursos na regão, relavamene às demas. De acordo com Manso, Barreo e Tebald (2006), a regão nordese em mando parcpação consane no PIB naconal, embora as regões sul e cenro-oese enham aumenado. 3 Que de acordo com os mesmos fo em

4 Grupos desprvlegados em sdo foco de muas pesqusas, e em do mua aenção da leraura aual braslera. Denre os que o fzeram desacam-se Slvera Neo (2005), Manso, Barreo e Tebald (2006), e Araújo (2007). Slvera Neo (2005) 4, segundo a lnha de pesqusa proposa por Kakwan e Perna (2000), evdencou que a referda regão apresena baxa elascdade da proporção de pobres relava ao crescmeno, quando comparada com as demas regões do país. Assm, surge a segune perguna: uma vez evdencado que os esados da regão nordese apresenam baxa elascdade pobreza do crescmeno, relavamene aos esados de ouras regões do país, por que sso ocorre? E como polícas podem afealas? Afrma anda que duas cosas são as prncpas deermnanes da baxa elascdade: ) ala nensdade da pobreza e ) parcpação dos pobres nos benefícos do crescmeno. No prmero caso, noe que maor nensdade da pobreza esá arelada à renda méda dos pobres muo abaxo da lnha de pobreza. 5 Logo, se a renda méda cresce, não serão muos os ndvíduos capazes de ulrapassar a lnha de pobreza, ornando a proporção de pobres menos elásca ao crescmeno. No segundo caso, afrma que são, bascamene, 3 prncpas faores que podem fazer com que o crescmeno alcance ou não os pobres: ) desgualdade de renda; ) desgualdade de avos produvos referene à educação; e ) desgualdade de avos produvos referene à erra. Manso, Barreo e Tebald (2006) desenvolveram um esudo para verfcar se o crescmeno é mas pró-pobre no meo urbano ou rural nas regões brasleras, ressalando as do nordese, ulzando a proposa de Son (2003) como meodologa. Concluíram que há evdêncas de crescmeno pró-pobre em odas as regões e seores, mas não o sufcene para reduzr as dspardades da regão nordese relavamene às demas do país. Araújo (2007), usando decomposção de Shapley, proposa por Shorrocks (1999), fez um esudo para as mesoregões do esado de Mnas Geras, compreenddo no período de 1970 à Mosrou que o crescmeno fo pró-pobre, pró-rco e dverso (ese úlmo no sendo que algumas mesoregões ndcaram pró-pobre, ouras não) nas décadas de 1970, 1980 e 1990, respecvamene. Usando a mesma meodologa, fez uma decomposção espacal, conclundo que as mesoregões com renda méda menor são as que apresenam maores índces de pobreza relavamene às demas. 3. METODOLOGIA 3.1 Elascdade pobreza-crescmeno Embora pobreza não enha defnção consensual na leraura, pode-se afrmar que a proporção de pobres depende do nível médo de renda e de como ela é dsrbuída, ou seja, depende dos parâmeros da densdade de renda (ROCHA, 2000; FERREIRA e LITCHFIELD, 2000; BARROS, HENRIQUES e MENDONÇA, 2000, denre ouros). Nese sendo, as varações ocorrdas na proporção de pobres rão depender das varações do nível de renda e de varações em sua dsrbução, ou anda, do crescmeno da renda e das varações no nível de desgualdade. Sendo um pouco mas específco, no que ange a renda, a proporção de pobres em uma regão depende do crescmeno da renda per capa, conudo cabe ressalar que sua sensbldade pode ser dferencada enre populações. Daí a quesão: o quão sensível são as varações da proporção de pobres em relação ao crescmeno da renda per capa? Traa-se do conceo de elascdade-renda da pobreza. Para ano, consdere a segune equação: p = β y + ε = 1,..., N ; = 1,..., T (1) em que y é o log da renda per capa de uma regão no período, p é um log do índce de pobreza de uma regão no período, β represena a elascdade-renda da pobreza para cada regão e ε são erros aleaóros não observáves. Cabe ressalar que foram consderadas elascdades dferencadas para cada regão, e a esmação da equação (1) podera aplcar um OLS (ordnary leas squared) para cada regão 4 Tal esudo fo feo usando dados censáros de 1991 e 2000, com mcroregões como undades de core. 5 Veja defnção de FGT(1), a nensdade da pobreza, em Foser, Greer e Thorbecher (1984). 3

5 separadamene. Conudo, podera-se mpor a resrção de elascdade gual para odas as regões esmando a equação (1) consderando méodos de dados em panel. Segundo Besley, Burgess e Volar (2005), a equação (1) deve ser esmada por um modelo de dados em panel, sob a hpóese de wo-way componen, consderando elascdade dferencada para cada regão, e o componene do erro com efeo específco para as undades de core e de empo, além do erro clássco. 6 Conudo, deve-se noar que o modelo proposo por Balag (2005, cap. 3), emos coefcenes de nclnação específcos para cada regão de core. Desa forma, o modelo oma a segune forma, P = Λβ + ε (2) Ou anda em sua forma esendda, p y 0 L 0 β ε p 0 y L β 2 ε 2 = +, = 1,..., T (3) M M M O M M M pn 0 0 L y N β N ε N Besley, Burgess e Volar (2005) anda propõe um modelo em que enha-se efeo específco ano por undade de core como por cada período. 7 Pra ano, consdere a segune esruura de erro de acordo com Balag (2005), ε = Z α + Z γ + v α γ, (4) em que, Z = ( ι ) ; Z = ( ι ) α I N T Desa forma, subsundo (4) em (2) emos, p = Z α + Z γ + Λβ + v γ N I T ; v = ( v ) 1, v2,... vn e ε = ( ε ), ε 2,..., ε N 1 =1,..., T. α γ (5) em que cada elemeno ípco pode ser descro por, p = α + γ + β y + v = 1,..., N ; = 1,..., T (6) em que, α é um efeo específco para cada undade de core ; γ é um efeo específco para cada período e ε = α + γ + v., y = y, L, y )' β é um veor ( N 1) de coefcenes ( 1 T β, = 1,..., N. Noe que ese modelo nada mas é do que um modelo SUR aplcado em dados em Panel. Iso é, um modelo no qual emos N equações aparenemene não relaconadas. Conudo, noe que as marzes Z e NT N e ( T ) α Z são as marzes de dummes de amanho ( ) γ NT, respecvamene. Desa forma se N ou T, er-se-á anos parâmeros a serem esmados que há perda de graus de lberdade. Desa manera, deve-se ransformar a equação (5) em sua forma de desvos (ano em quano em ) de forma a jogar fora os α e γ. Wallace e Hussan (1969) 8 apud Balag (2005), sugerem a pré-mulplcação da equação de (5) pela segune equação de ransformação em desvos, Q = E E = I I I J J I + J J (7) em que p E N T N T N = I N J N ; ET = IT J T De fao, emos que um elemeno ípco de p p + p, y y y + y e v v v + v méda para o período, global, e x { p, y, v}. = N T N T N T ~ p = Qp, ~ y = Qy e v ~ = Qv em a forma =, respecvamene. Em que: x x / N é a = x x / T a méda para a undade de core e x x NT é a méda / 6 ver Balag (2005), cap Nese rabalho serão 27 undades de core, so é, as 27 undades da federação (UF) brasleras. O empo vara de 1995 à 2007, exceo o ano de A base de dados refere-se às PNAD s (Pesqusa Naconal por Amosragem de Domcílos). 8 Wallace, T.D. and A. Hussan, 1969, The use of error componens models n combnng cross-secon and me-seres daa, Economerca 37,

6 Tal ransformação de desvos é conhecda como Whn ransformaon, pos aplcando OLS à equação (3) eremos um Whn esmaor for he wo-way model (BALTAGI, 2005), chamado ambém de esmador de LSDV (leas squared dummy varables). Ou seja, calcula-se uma regressão com dferenes coefcenes de nercepo denro de cada undade de core, caracerzando um efeo fxo (que pode ser ambém aleaóro). Sendo ese o caso, er-se-á um esmador de nercepo global, um esmador de nercepo para cada undade de core, bem como um para cada empo (eses dos úlmos são os esmadores das varáves dummes), os quas são obdos por, ˆ µ = p ˆ y β ˆ α = ( P P ) ˆ s β ( ys y ) (8) ˆ γ = ( P P ) ˆ β ( y y ) De acordo com Balag (2005), eses esmadores são conssenes e assnocamene efcenes. Conudo, não há nada que dga que os efeos específcos são não aleaóros. De fao, se forem aleaóros não eremos mas dummes fxas denro de cada erro, mas sm um componene específco de erro que é 2 2 aleaóro. Com efeo aleaóro assume-se que α ~ d(0, ) γ d 0, σ v d 0, σ 2, além de σ α, ~ ( γ ), ~ ( v ) α e γ dsrbuírem-se ndependenemene de v. Como mplcação, em-se uma marz de varâncacovarânca não dagonal (erros não esfércos) com o formao descro na equação σ α + σ γ + σ v, se = s e = j 2 σ α, se = s e j cov( ε, ε sj ) = (9) 2 σ γ, se s e = j 0, se s e j Aplcando uma smples ransformação à regressão orgnal usando as raízes caraceríscas da marz de varânca-covarânca 9 e esmando por GLS obém-se o esmador por efeo aleaóro. Conudo, uma suposção do modelo é a de que não exsa correlação enre o erro do modelo e a varável explcava, E( ε / y ) = 0. Pode ser que não seja verdade, e E( ε / y ) 0. Ou seja, uma relação enre a renda per capa de cada undade da federação (ou de cada ano) e seu efeo específco, como por exemplo a corrupção esadual ou nvesmeno na educação. É, porano, um modelo com presença de endogenedade, onde a pobreza explca e é explcada pela renda per capa. Sob esa hpóese, o esmador de GLS orna-se vesado e nconssene. Conudo, o esmador Whm anda é não vesado e conssene para a elascdade pobreza-crescmeno. Com efeo, prncpalmene sob suspea de endogenedade, necessa-se fazer um ese de Hausman 10 enre efeo fxo (o qual usa o esmador Whn) e efeo aleaóro (que por sua vez usa o esmador de GLS). Sob a hpóese nula do ese, emos E( ε / Y ) = 0, o que mplca que se deve usar o esmador de efeo aleaóro, pos o esmador de GLS é conssene e assnocamene efcene, embora o esmador Whn seja ambém conssene. Mas se rejear a hpóese nula, so é, E( ε s/ Y s ) 0, enão o esmador de GLS é nconssene, e porano deve-se usar o esmador Whn que é o únco conssene. A esaísca de ese é bascamene uma esaísca de Wald 11, descro na equação 6. 1 w = β β var β β β β ( GLS w )[ ( GLS w )] ( GLS w ) 1 d 2 ( β β )[ var( β ) var( β )] ( β β ) χ w = (10) GLS w w GLS GLS Noe que a esaísca W converge em dsrbução para uma qu-quadrado com 1 grau de lberdade (apenas uma varável explcava). Em caso de rejeção da hpóese nula do ese de Hausman, ou seja, quando o esmador whn (efeo fxo) é o únco conssene deve-se anda proceder a um ese efeo fxo redundane ou não, a parr de um ese de Wald sob a hpóese nula de que odos os coefcenes das dummes de efeo fxo são nulos. 9 Para mas ver apêndce écnco. 10 Para mas ver Greene (****) ou Balag (2005). 11 Para mas ver Greene (****) e para ver sobre a varânca da dferença enre os dos esmadores, ver Balag(2005). w 1 5

7 Ressala-se que a varação da pobreza explcada, de acordo com a equação (1), enre dos períodos quasquer em uma regão será uma função da elascdade crescmeno da pobreza, da axa de crescmeno da renda do esado e da dferença do efeo específco de empo enre os dos períodos. p ˆ = ˆ β g + ˆ γ γ (11) ( ) ˆ0 em que g y = ln y e pˆ 0 p ˆ = ln pˆ 0 Com algumas manpulações algébrcas, pode-se escrever a equação (11) como, p ˆ = βg + ˆ β β g + ˆ β g g + ˆ γ γ (12) ( ) ( ) ( ) em que, β é a méda das elascdades-crescmeno da pobreza; g é a axa de crescmeno méda da renda dos esados. Noe que a equação (12) é uma decomposção da varação da pobreza, onde o prmero ermo do lado dreo da gualdade é a redução méda da pobreza. O segundo ermo mede a efcáca do crescmeno na redução da pobreza, que será ão maor quano maor for a elascdade crescmeno da pobreza. Já o ercero ermo mede o efeo do crescmeno dferencado enre os esados. Segundo a classfcação proposa por Besley, Burgess e Volar (2005), analsando os snas dos segundo e ercero ermos de (12) pode-se especfcar quaro grupos, conforme quadro 1: ( β β )g ˆ (a) Noa: (a) + - Quadro 1 Fones Prncpas de varação da pobreza (a) βˆ g ˆ0 ( ) g + - Ala elascdade crescmeno da pobreza e bom desempenho relavo no crescmeno da renda. Baxa elascdade crescmeno da pobreza e bom desempenho relavo no crescmeno da renda. βˆ é nauralmene negavo, logo consdera-se apenas o seu módulo. Ala elascdade crescmeno da pobreza e baxo desempenho relavo no crescmeno da renda Baxa elascdade crescmeno da pobreza e baxo desempenho relavo no crescmeno da renda 3.2 Elascdade pobreza-crescmeno usando uma medda de desgualdade Como dscudo anerormene, as varações da pobreza são explcadas pelo crescmeno econômco da renda, em parcular, da renda per capa, e pelas varações em sua dsrbução. Desa manera, Besley, Burgess e Volar (2005) sugerem a segune equação, P = Λβ + Ψδ + ε (13) O novo componene δ é a elascdade-desgualdade da pobreza e Ψ 12 denoa o desvo padrão do logarmo da renda. Ou anda em sua forma esendda, p y 0 L 0 β ψ 0 L 0 δ ε 1 p2 M p N 1 0 = M y2 L β 2 ψ 2 L δ 2 ε 2 + +, = 1,..., T (14) M O M M M M O M M M 0 L y N β N 0 0 L ψ N δ N ε N Pode-se anda reescrever a equação (13) como, P = Wζ + ε (15) 1 1 Ψ = 12 Segundo o modelo proposo por Besley, Burgess e Volar (2005), ( ) dsrbução acumulada de uma normal padrão e G denoa o índce de gn dvddo por G 2 Π, em que Π denoa a função de 2 6

8 em que, W = [ Λ Ψ] ; ζ = [ β δ ]. E desa manera, análoga à seção aneror, reescreve-se a equação (15) usando a esruura de erros para efeo específco de empo e cross-secon, subsundo (4) em (15): p = Z α + Z γ + Wζ + v α γ (16) em que cada elemeno ípco pode ser descro por, p = α + γ + ζ w + v = α + γ + β y + δ ψ + v (17) = 1,..., N ; = 1,..., T Novamene, como forma de ober os desvos, deve-se pré-mulplcar (17) por (7), em que a únca dferença será um novo componene ~ ψ = Qψ, onde cada um de seus elemenos ípcos são descros por ψ ψ ψ + ψ. Assm, a Whn esmaor for he wo-way model (BALTAGI, 2005) rá gerar [ ˆ β ˆ] ˆ ζ = δ. Mas uma vez, deve-se fazer o ese de Hausman para verfcar se o modelo é de efeo fxo ou de efeo aleaóro segundo o mesmo descro na seção aneror. De acordo com a equação (17), que esma smulaneamene as elascdades crescmeno e desgualdade da pobreza, pode-se novamene decompor a varação da pobreza explcada enre dos períodos quasquer em uma regão como uma função da elascdade crescmeno da pobreza, da axa de crescmeno da renda do esado, da elascdade desgualdade da pobreza, da varação do desvo-padrão do logarmo da renda per capa e da dferença do efeo específco de empo enre os dos períodos, ( ˆ γ γ ) p ˆ ˆ ˆ = β g + δ φ + ˆ0 (18) Ou anda, 1 ˆ 1 ˆ ˆ 1 ˆ ˆ 1 ˆ ˆ p β δ φ β β δ φ δ φ + ( ˆ = g + + g g + γ ) ˆ0 γ (19) N N N N em que φ = ψ ψ 0 é a mudança da medda de desgualdade no esado, δˆ é a elascdade desgualdade da pobreza e N é o número de esados. O prmero ermo é a redução méda da pobreza, o segundo ermo o componene de crescmeno, o ercero ermo o componene de desgualdade da redução da pobreza e o quaro ermo a varação da pobreza devdo ao componene específco do empo. 4. RESULTADOS As nformações para renda per capa, índces de pobreza (P0, P1 e P2) e coefcene de gn foram exraídos das PNAD s (Pesqusa Naconal por Amosra de Domcílos) para os anos de 1995 a A lnha de pobreza consderada fo de R$190,00 de seembro de Todos os valores foram deflaconados para pelo INPC para seembro de São 27 undades da federação, 12 anos, somando 324 nformações. As Tabelas 1 a 3 abaxo referem-se à esmação do modelo de elascdade crescmeno da pobreza consderando 6 especfcações e 3 índces de pobreza (P0, P1 e P2). As rês prmeras especfcações consderam apenas a esmação da elascdade crescmeno da pobreza consderando um modelo de dados emplhados (pooled leas squared), modelo de dados em panel com efeo fxo e efeo aleaóro, respecvamene. As rês especfcações segunes reproduzem os méodos economércos anerores acrescenando a esmação da elascdade desgualdade da pobreza. Conforme esperado, a elascdade crescmeno da pobreza méda é negava em odas as especfcações e esascamene sgnfcane a 1%. O valor da elascdade crescmeno da pobreza fca em orno de -0,97, bem próxmo da elascdade unára (modelos I, II e III). Conudo, quando se consdera uma esmação conjuna com a elascdade desgualdade da pobreza, o coefcene de elascdade crescmeno da pobreza reduz-se para valores em orno de -0,86 (nelásco). Ese resulado 13 Não há nformação para o ano de 2000, porano consderou-se um modelo de dados emplhados. 7

9 apona um vés de especfcação ao não consderar uma esmava conjuna. A análse deve porano consderar sempre uma especfcação conendo o efeo dsrbução (modelos IV, V e VI). O ese de efeo fxo redundane rejeou a hpóese nula de que as dummes são nsgnfcanes a 1% de sgnfcânca ano para efeo fxo em cross-secon, quano para efeo fxo em períodos. Ese resulado apona que o modelo I apresena esmavas com vés de especfcação, pos desconsdera os efeos específcos. O ese de Hausman apona para a não rejeção da hpóese nula e porano o modelo deve ser esmado consderando-se efeo aleaóro para cross-secon e período. O resulado do modelo VI apona que a elascdade desgualdade méda é superor á elascdade crescmeno da pobreza. Besley, Burgess e Volar (2005) aplcando meodologa semelhane aos dados por esados da Índa chegam a uma elascdade crescmeno méda da pobreza para P0 de -0,68, o que apona que a pobreza no Brasl é relavamene mas elásca em ransferr os efeos do crescmeno para a redução da pobreza. < nserr Tabela 1 > A Tabela 2 apresena os resulados para o índce de pobreza P1. Smlarmene aos resulados enconrados para P0, as elascdades crescmeno e desgualdade são esascamene sgnfcanes e com os snas esperados. Novamene, os resulados do ese de redundânca de efeo fxo e ese de Hausman aponam para vés de especfcação para os modelos I, II e III e maor efcênca para a esmação do modelo com dados em panel com efeo aleaóro (modelo VI). A elascdade crescmeno da pobreza para P1 fo esmada em -1,09 (elásca). < nserr Tabela 2 > A Tabela 3 apresena os resulados para o índce de pobreza P2. Smlarmene aos resulados enconrados para P0 e P1, as elascdades crescmeno e desgualdade são esascamene sgnfcanes e com os snas esperados. Novamene, os resulados do ese de redundânca de efeo fxo e ese de Hausman aponam para vés de especfcação para os modelos I, II e III e maor efcênca para a esmação do modelo com dados em panel com efeo aleaóro (modelo VI) a 5% de sgnfcânca. Apenas para 10% de sgnfcânca que se devera analsar os resulados do modelo V de dados em panel com efeo fxo. A elascdade crescmeno da pobreza para P1 fo esmada em -1,15 (elásca, modelo VI). < nserr Tabela 3 > A segur, esma-se a equação (17) consderando elascdades crescmeno e desgualdade da pobreza varável enre os esados. Ressala-se que só fo possível esmar o modelo de dados em panel com efeo fxo, uma vez que a especfcação com efeo aleaóro requer que o número de coefcenes esmados no modelo seja nferor ao número de undades de core. Assm, não fo possível realzar o ese de Hausman. Realzou-se o ese de redundânca das dummes de efeo fxo para comparar com o modelo de dados emplhados. Ademas, procedeu-se um ese de Wald para verfcar se as elascdades são realmene dsnas enre os esados. Nas abelas 4, 5 e 6 esão reporados os resulados para as esmações usando os índces de pobreza P0, P1 e P2, respecvamene. < nserr Tabelas 4, 5 e 6 > Para odos os índces de pobreza e odos os modelos, as elascdades crescmeno da pobreza são esascamene sgnfcanes a 1% e apresenam os snas esperados (modelos VII e VIII). Ao acrescenar a varável de desgualdade, não se rejea a hpóese de que devem ser ncluídas no modelo, ornando os modelos VII e VIII com vés de especfcação. Assm, os resulados devem ser analsados sob os modelos IX e X, comparados aos modelos IV e V, em que o coefcenes de elascdade são comuns aos esados. Para avalar qual especfcação é adequada, analsa-se o ese de Wald sob a hpóese nula de que as 8

10 elascdades são guas. O resulado denoa que rejea-se a hpóese nula de que são guas. Logo, os modelos IV e V possuem vés de especfcação em odos os modelos (P0, P1 e P2). Comparando os modelos IX e X pelo ese de redundânca das dummes de efeo fxo, conclu-se que devem ser ncluídos ambos os efeos específcos (cross-secon e período). Noe que há uma grande dspardade ner-esadual nas elascdades crescmeno da pobreza. Desaca-se como os mas eláscos: SC (1,9), RJ (1,6) e SP (1,5) para P0; SC (2,5), MS (1,6) e GO (1,6) para P1; SC (2,0), MS (1,8) e MT (1,7) para P2. Desaca-se com os menos eláscos: AL (0,5), PI (0,5) e PE (0,7) para P0; AL (0,8), PI (0,7) e RO (0,7) para P1; MA (0,8), RR (0,7), AC (0,8) para P2. Eses resulados aponam que as undades da federação menos rcos são ambém as que apresenam menor elascdade crescmeno da pobreza o que corrobora os resulados de Besley, Burgess e Volar (2005) para os esados da Índa. Por fm, cabe avalar a decomposção da varação da pobreza enre 1995 e 2007 usando as equações (12) e (19). As abelas 7 a 9 usam as especfcações dos modelos com efeo fxo para esmação das elascdades crescmeno da pobreza dferencada por undade da federação, modelo IX. As abelas 10 a 12 usam as especfcações dos modelos com efeo fxo para esmação das elascdades crescmeno de desgualdade dferencada por undade da federação, modelo X. Como proposo no quadro 1, apenas as undades da federação AP, RJ, RR, RS e SP apresenaram efeo de elascdade crescmeno acma da méda naconal em conjuno com maor crescmeno da renda relava à méda naconal (para P0). Por ouro lado, BA, CE, MA, MS, MT, PB, PI, RN, SE e TO apresenam elascdade crescmeno abaxo da méda naconal em conjuno com menor crescmeno da renda relava à méda naconal (para P0). Resulado muo smlar é enconrado para P1 e P2. < nserr Tabelas 7, 8, 9, 10, 11 e 12 > 5. CONCLUSÃO Ese argo eve por objevo esmar as elascdade crescmeno da pobreza e desgualdade da pobreza, bem como decompor a varação da pobreza pelos seus prncpas deermnanes: crescmeno e pobreza. Para ano, seguu meodologa smlar a Besley, Burgess e Volar (2005) que avalou a varação da pobreza para os esados da Índa. Para ano, ulzou-se das nformações das PNAD s para os anos de 1995 a 2007, exceo 2000, dados para meddas de pobreza P0, P1 e P2, renda méda per capa e coefcene de gn. Para não ocorrer em erros de especfcações esou-se modelos usando elascdades dsnas para esados os esados, esmações por pooled leas squared, dados em panel com efeo fxo e efeo aleaóro. Consderou efeo fxo para cross-secon e para período. Os eses de Wald para a melhor especfcação enre elascdade consane ou varável aponam que o modelo com coefcenes dferencados é o mas adequado. Os eses para redundânca das dummes de efeo fxo denoaram que devem ser ncluídos ambos os efeos específcos (cross-secon e período). Os resulados aponam para uma grande dspardade ner-esadual nas elascdades crescmeno da pobreza. Desaca-se como os mas eláscos: SC (1,9), RJ (1,6) e SP (1,5) para P0; SC (2,5), MS (1,6) e GO (1,6) para P1; SC (2,0), MS (1,8) e MT (1,7) para P2. Desaca-se com os menos eláscos: AL (0,5), PI (0,5) e PE (0,7) para P0; AL (0,8), PI (0,7) e RO (0,7) para P1; MA (0,8), RR (0,7), AC (0,8) para P2. Eses resulados aponam que as undades da federação menos rcos são ambém as que apresenam menor elascdade crescmeno da pobreza o que corrobora os resulados de Besley, Burgess e Volar (2005) para os esados da Índa. A decomposção da varação da pobreza apona apenas as undades da federação AP, RJ, RR, RS e SP apresenaram efeo de elascdade crescmeno acma da méda naconal em conjuno com maor crescmeno da renda relava à méda naconal (para P0). Por ouro lado, BA, CE, MA, MS, MT, PB, PI, RN, SE e TO apresenam elascdade crescmeno abaxo da méda naconal em conjuno com menor crescmeno da renda relava à méda naconal (para P0). Resulado muo smlar é enconrado para P1 e P2. 9

11 REFERÊNCIAS ARAÚJO, Taana Forunao. As ner-relações enre pobreza, desgualdade e crescmeno nas mesorregões mneras, Dsseração (Mesrado) Unversdade Federal de Mnas Geras. Belo Horzone. BALTAGI, Bad H. Economerc Analyss of Panel Daa. England: John Wley & Sons, Thld edon, BARROS, Rcardo Paes de; HENRIQUES, Rcardo; MENDONÇA, Rosane. A esabldade naceável: desgualdade e pobreza no Brasl. HENRIQUES, Rcardo (org.) Desgualdade e pobreza no Brasl. Ro de Janero: IPEA, Cap. 1, p BESLEY, Tmohy; BURGESS, Robn; VOLART, Bera Eseve. Operaonalsng Pro-Poor Growh: Inda Case Sudy. Deparmen of Economcs of London School of Economcs, London, DATT, Gaurav; RAVALLION, Marn. Is Inda`s economc growh leavng he poor behnd? Journal of Economc Perspecves, v.16, n. 3, p , FERREIRA, Francsco H. G.; LITCHFIELD, Jule A. Desgualdade, pobreza e bem-esar socal no Brasl-1971/95 In: HENRIQUES, Rcardo (Org.). Desgualdade e pobreza no Brasl. Ro de Janero: IPEA, p FOSTER, James; GREER, Joel; THORBECKE, Erk. A class of decomposable povery measures, Economerca, vol. 52, No. 3, 1984, pp Publshed by: The Economerc Socey Sable. Dsponível em: <hp:// Acesso em: 13 mao KAKWANI, N. On measurng growh and nequaly componens of povery wh applcaon o Thaland. Sdney: Unversy of New Souh Wales, (Dscusson paper; 16). KAKWANI, N.; PERNIA, E. Wha s pro-poor growh. Asan Developmen Revew, v. 16, n. 1, p. 1-22, MANSO, Carlos A.; BARRETO, F. A. F. D.; TEBALDI, Ednaldo. O desequlíbro regonal braslero: novas perspecvas a parr das fones de crescmeno pró-pobre. Revsa Econômca do Nordese, v.31, n.13, RAVALLION, Marn. Can hgh-nequaly developng counres escape absolue povery? Economc Leers, v. 56, n. 1, p , Sep RAVALLION, Marn; CHEN, Shaohua. Measurng pro-poor growh. Economc Leers, v. 78, n. 1, p , Jan RAVALLION, Marn; DATT, Gauray. Why has economc growh been more pro-poor n some saes of Inda han ohers? World Bank, Washngon, ROCHA, Sona. Esmação de lnhas de ndgênca e de pobreza: opções meodológcas no Brasl. In: HENRIQUES, Rcardo (Org.). Desgualdade e pobreza no Brasl. Ro de Janero: IPEA, p SHORROCKS, Anhony F. Decomposon procedures for dsrbuonal analyss: a unfed framework based on he Shapley value. Unversy of Essex, Mmeogr. SILVEIRA NETO, Raul da Moa. Quão pró-pobre em sdo o crescmeno econômco no Nordese? Evdêncas para o período Revsa Econômca do Nordese, v. 36, n. 4, p , ou./dez SOLOW, R.M. A conrbuon o he heory of economc growh. Quarerly Journal of Economcs v.70, p SON, Hyun H. A noe on pro-poor growh. School of Economcs of Macquare Unversy, Sdney. SWAN, T. W. Economc growh and capal acumulaon. Economc Record v.32, n 13, p

12 Tabela 1 Esmação das elascdade crescmeno e desgualdade da pobreza P0 varável dependene: ln(p0) Varáves Explcavas I II III IV V VI Consane * * * * * * (0.1842) (0.3157) (0.3647) (0.1423) (0.2824) (0.1886) Ln(renda) * * * * * * (0.0320) (0.0531) (0.0636) (0.0162) (0.0539) (0.0343) sgma * * * (0.0840) (0.0957) (0.0882) cross-secon effecs none fxed randon none fxed randon Perod effecs none fxed randon none fxed randon Observações em N Observações em T Toal de observações R 2 ajusado Tese F * * * * * * p-valor F redundan fxed effec F es (cross-secon) redundan fxed effec F es (perod) redundan fxed effec F es (cross-secon + perod) Hausman es (cross-secon) Hausman es (perod) Hausman es (cross-secon * * * * * * (a) {0.6081} {1.0000} ** (a) {0.0207} {1.0000} {0.7214} {0.4971} perod) Fone: cálculo dos auores desvo-padrão enre pareness ( ); p-valor do ese enre chaves { } *, **, *** esascamene sgnfcane a 1%, 5% e 10%, respecvamene. (a) ese não váldo, pos a marz de varânca não fo conssene com as hpóeses do ese de Hausman Tabela 2 Esmação das elascdade crescmeno e desgualdade da pobreza P1 varável dependene: ln(p1) Varáves Explcavas I II III IV V VI Consane * * * * * * (0.2419) (0.7255) (0.4397) (0.1645) (0.3203) (0.1814) Ln(renda) * * * * * * (0.0420) (0.1224) (0.0768) (0.0173) (0.0654) (0.0353) sgma * * * (0.0933) (0.1200) (0.0852) cross-secon effecs none fxed randon none fxed randon Perod effecs none fxed randon none fxed randon Observações em N Observações em T Toal de observações R 2 ajusado Tese F * * * * * * p-valor F redundan fxed effec F es (cross-secon) redundan fxed effec F es (perod) redundan fxed effec F es (cross-secon + perod) Hausman es (cross-secon) Hausman es (perod) Hausman es (cross-secon * * * *** {0.0000} {0.0661} * * (a) {0.9521} {1.0000} (a) {0.4686} {1.0000} {0.8077} {0.2398} perod) Fone: cálculo dos auores desvo-padrão enre pareness ( ); p-valor do ese enre chaves { } *, **, *** esascamene sgnfcane a 1%, 5% e 10%, respecvamene. (a) ese não váldo, pos a marz de varânca não fo conssene com as hpóeses do ese de Hausman 11

13 Tabela 3 Esmação das elascdade crescmeno e desgualdade da pobreza P2 varável dependene: ln(p2) Varáves Explcavas I II III IV V VI Consane * * * * * * (0.2750) (0.8477) (0.5049) (0.1927) (0.4332) (0.2162) Ln(renda) * * * * * * (0.0477) (0.1430) (0.0879) (0.0189) (0.0867) (0.0389) sgma * * * (0.1077) (0.1625) (0.1204) cross-secon effecs none fxed randon none fxed randon Perod effecs none fxed randon none fxed randon Observações em N Observações em T Toal de observações R 2 ajusado Tese F * * * * * * p-valor F redundan fxed effec F es (cross-secon) redundan fxed effec F es (perod) redundan fxed effec F es (cross-secon + perod) Hausman es (cross-secon) Hausman es (perod) Hausman es (cross-secon * * * * {0.0000} {0.0051} * * (a) {0.9188} {1.0000} {0.5600} {0.0030} *** {0.8959} {0.0661} perod) Fone: cálculo dos auores desvo-padrão enre pareness ( ); p-valor do ese enre chaves { } *, **, *** esascamene sgnfcane a 1%, 5% e 10%, respecvamene. (a) ese não váldo, pos a marz de varânca não fo conssene com as hpóeses do ese de Hausman 12

14 Tabela 4 - Esmação das elascdades crescmeno e desgualdade da pobreza para esados P0 varável dependene: ln(p0) Varáves Explcavas VII VIII IX X Consane * * * * (0.4181) (0.4120) (0.2066) (0.2305) Ln(renda) AC * * * * (0.0695) (0.1436) (0.0414) (0.0317) Ln(renda) AL * * * * (0.0759) (0.0699) (0.0622) (0.0569) Ln(renda) AM * * * * (0.0723) (0.1305) (0.0411) (0.0712) Ln(renda) AP * * * * (0.0714) (0.3152) (0.0513) (0.1118) Ln(renda) BA * * * * (0.0750) (0.0985) (0.0345) (0.0678) Ln(renda) CE * * * * (0.0755) (0.1305) (0.0370) (0.0793) Ln(renda) DF * * * * (0.0615) (0.2658) (0.0498) (0.0645) Ln(renda) ES * * * * (0.0693) (0.2013) (0.0512) (0.1788) Ln(renda) GO * * * * (0.0696) (0.1776) (0.0733) (0.0954) Ln(renda) MA * * * * (0.0786) (0.0706) (0.0476) (0.0489) Ln(renda) MG * * * * (0.0696) (0.1388) (0.0420) (0.0683) Ln(renda) MS * * * * (0.0684) (0.1692) (0.0493) (0.0803) Ln(renda) MT * * * * (0.0691) (0.2422) (0.0456) (0.0803) Ln(renda) PA * * * * (0.0728) (0.1052) (0.0396) (0.1042) Ln(renda) PB * * * * (0.0739) (0.0931) (0.0434) (0.0595) Ln(renda) PE * * * * (0.0742) (0.1164) (0.0507) (0.1527) Ln(renda) PI * * * * (0.0775) (0.0500) (0.0397) (0.0342) Ln(renda) PR * * * * (0.0676) (0.1112) (0.0561) (0.0959) Ln(renda) RJ * * * * (0.0649) (0.2929) (0.1158) (0.1630) Ln(renda) RN * * * * (0.0733) (0.1125) (0.0385) (0.0509) Ln(renda) RO * * * * (0.0690) (0.1856) (0.0532) (0.0574) Ln(renda) RR * * * * (0.0746) (0.2068) (0.0584) (0.2384) Ln(renda) RS * * * * (0.0663) (0.2963) (0.0554) (0.1878) Ln(renda) SC * * * * (0.0680) (0.1993) (0.0659) (0.1815) Ln(renda) SE * * * * (0.0735) (0.1314) (0.0444) (0.0624) Ln(renda) SP * * * * (0.0645) (0.2316) (0.0396) (0.0820) Ln(renda) TO * * * * (0.0736) (0.0936) (0.0365) (0.0857) sgma AC * * (0.1662) (0.1379) sgma AL * * (0.2063) (0.1408) sgma AM * * (0.1135) (0.1332) sgma AP * * (0.2247) (0.2165) sgma BA * * (0.0744) (0.0602) sgma CE * * (0.0831) (0.0731) varável dependene: ln(p0) Varáves Explcavas VII VIII IX X sgma DF * * (0.2102) (0.1228) sgma ES * * (0.2305) (0.2416) sgma GO * * (0.3541) (0.1591) sgma MA * * (0.1593) (0.1045) sgma MG * * (0.1674) (0.0981) sgma MS * * (0.1977) (0.1584) sgma MT * * (0.1827) (0.1114) sgma PA * * (0.0699) (0.1430) sgma PB * * (0.1294) (0.0872) sgma PE * * (0.1854) (0.1946) sgma PI * (0.2167) (0.1488) sgma PR * * (0.2678) (0.1581) sgma RJ * * (0.6378) (0.2792) sgma RN * * (0.1350) (0.1071) sgma RO * * (0.2221) (0.1883) sgma RR * * (0.2823) (0.4597) sgma RS * * (0.2723) (0.1528) sgma SC * * (0.3542) (0.1643) sgma SE * * (0.1432) (0.0886) sgma SP * * (0.1849) (0.1903) sgma TO * * (0.1033) (0.1337) cross-secon effecs none fxed none fxed Perod effecs none fxed none fxed Observações em N Observações em T Toal de observações R 2 ajusado Tese F 2.63 * * * * p-valor F Tese bea consane (F) * * * * Tese Tea consane (F) * * redundan fxed effec F es (cross-secon) redundan fxed effec F es (perod) redundan fxed effec F es * * * * * * (cross-secon + perod) Fone: cálculo dos auores desvo-padrão enre pareness ( ); p-valor do ese enre chaves { } *, **, *** esascamene sgnfcane a 1%, 5% e 10%, respecvamene. 13

15 Tabela 5 - Esmação das elascdade crescmeno e desgualdade da pobreza para esados P1 varável dependene: ln(p1) Varáves Explcavas VII VIII IX X Consane * * * * (0.5043) (0.5410) (0.1995) (0.2033) Ln(renda) AC * * * * (0.0830) (0.1298) (0.0809) (0.0944) Ln(renda) AL * * * * (0.0915) (0.1129) (0.0543) (0.0729) Ln(renda) AM * * * * (0.0873) (0.2123) (0.0398) (0.0719) Ln(renda) AP * * * * (0.0862) (0.3963) (0.0385) (0.1450) Ln(renda) BA * * * * (0.0905) (0.1271) (0.0297) (0.0650) Ln(renda) CE * * * * (0.0911) (0.1939) (0.0319) (0.0806) Ln(renda) DF * * * * (0.0741) (0.3692) (0.0606) (0.0856) Ln(renda) ES * * * * (0.0835) (0.2378) (0.0389) (0.0997) Ln(renda) GO * * * * (0.0836) (0.1724) (0.0380) (0.0842) Ln(renda) MA * * * * (0.0949) (0.1329) (0.0387) (0.0506) Ln(renda) MG * * * * (0.0840) (0.1707) (0.0311) (0.0740) Ln(renda) MS * * * * (0.0825) (0.1439) (0.0599) (0.0640) Ln(renda) MT * * * * (0.0837) (0.3923) (0.0511) (0.0877) Ln(renda) PA * * * * (0.0879) (0.2103) (0.0409) (0.1148) Ln(renda) PB * * * * (0.0897) (0.1621) (0.0380) (0.0523) Ln(renda) PE * ** * * (0.0895) (0.2374) (0.0302) (0.0676) Ln(renda) PI * * * * (0.0933) (0.0773) (0.0214) (0.0373) Ln(renda) PR * * * * (0.0813) (0.1640) (0.0347) (0.1322) Ln(renda) RJ * * * * (0.0782) (0.3066) (0.0717) (0.1618) Ln(renda) RN * * * * (0.0883) (0.1323) (0.0349) (0.0541) Ln(renda) RO * * * * (0.0832) (0.2972) (0.0516) (0.1109) Ln(renda) RR * * * * (0.0909) (0.3056) (0.0845) (0.2355) Ln(renda) RS * * * * (0.0798) (0.3085) (0.0359) (0.1987) Ln(renda) SC * * * * (0.0816) (0.2681) (0.0557) (0.2230) Ln(renda) SE * * * * (0.0886) (0.1691) (0.0319) (0.0527) Ln(renda) SP * * * * (0.0778) (0.3179) (0.0404) (0.0898) Ln(renda) TO * * * * (0.0888) (0.1638) (0.0302) (0.0340) sgma AC * * (0.3525) (0.3273) sgma AL * * (0.1601) (0.1625) sgma AM * * (0.1007) (0.1143) sgma AP * * (0.1260) (0.1544) sgma BA * * (0.0344) (0.0652) sgma CE * * (0.0383) (0.0755) varável dependene: ln(p1) Varáves Explcavas VII VIII IX X sgma DF * * (0.2874) (0.2232) sgma ES * * (0.1614) (0.1194) sgma GO * * (0.1659) (0.1110) sgma MA * * (0.1174) (0.0587) sgma MG * * (0.0926) (0.1088) sgma MS * * (0.2492) (0.1898) sgma MT * * (0.2207) (0.1218) sgma PA * * (0.0935) (0.1401) sgma PB * * (0.0996) (0.0981) sgma PE * * (0.0434) (0.1237) sgma PI * * (0.1421) (0.1260) sgma PR * * (0.1385) (0.2685) sgma RJ * * (0.3842) (0.4040) sgma RN * * (0.1100) (0.1140) sgma RO * * (0.2024) (0.2898) sgma RR * * (0.4110) (0.5480) sgma RS * * (0.1382) (0.1917) sgma SC * * (0.2915) (0.1457) sgma SE * * (0.0491) (0.0644) sgma SP * * (0.1932) (0.2248) sgma TO * * (0.0630) (0.0477) cross-secon effecs none fxed none fxed Perod effecs none fxed none fxed Observações em N Observações em T Toal de observações R 2 ajusado Tese F * * * p-valor F Tese bea consane (F) * * * * Tese Tea consane (F) * * redundan fxed effec F es (cross-secon) redundan fxed effec F es (perod) redundan fxed effec F es * * * * {0.0000} {0.0050} * * (cross-secon + perod) Fone: cálculo dos auores desvo-padrão enre pareness ( ); p-valor do ese enre chaves { } *, **, *** esascamene sgnfcane a 1%, 5% e 10%, respecvamene. 14

16 Tabela 6 - Esmação das elascdade crescmeno e desgualdade da pobreza para esados P2 varável dependene: ln(p2) Varáves Explcavas VII VIII IX X Consane * * * * (0.5935) (0.6414) (0.3096) (0.3224) Ln(renda) AC * * * * (0.0974) (0.1471) (0.1195) (0.1390) Ln(renda) AL * * * * (0.1076) (0.1510) (0.0674) (0.1117) Ln(renda) AM * * * * (0.1026) (0.2903) (0.0670) (0.1315) Ln(renda) AP * * * * (0.1010) (0.3904) (0.0693) (0.2598) Ln(renda) BA * * * * (0.1065) (0.1738) (0.0462) (0.1342) Ln(renda) CE * * * * (0.1073) (0.2533) (0.0489) (0.1273) Ln(renda) DF * * * * (0.0871) (0.4329) (0.0829) (0.1399) Ln(renda) ES * * * * (0.0980) (0.2694) (0.0549) (0.1493) Ln(renda) GO * * * * (0.0983) (0.2126) (0.0566) (0.1591) Ln(renda) MA * ** * * (0.1116) (0.1709) (0.0581) (0.0877) Ln(renda) MG * * * * (0.0988) (0.2193) (0.0470) (0.1309) Ln(renda) MS * * * * (0.0970) (0.1504) (0.0818) (0.1632) Ln(renda) MT * * * * (0.0985) (0.4648) (0.0709) (0.1654) Ln(renda) PA * * * * (0.1035) (0.2809) (0.0639) (0.2108) Ln(renda) PB * * * * (0.1056) (0.2103) (0.0560) (0.1039) Ln(renda) PE * ** * * (0.1053) (0.3230) (0.0500) (0.1134) Ln(renda) PI * * * * (0.1095) (0.0979) (0.0240) (0.0622) Ln(renda) PR * * * * (0.0955) (0.2067) (0.0425) (0.2007) Ln(renda) RJ * * * * (0.0920) (0.3873) (0.0958) (0.2372) Ln(renda) RN * * * * (0.1040) (0.1717) (0.0697) (0.1012) Ln(renda) RO * * * * (0.0978) (0.3836) (0.0942) (0.2117) Ln(renda) RR * * * * (0.1080) (0.3996) (0.1167) (0.4663) Ln(renda) RS * * * * (0.0938) (0.3555) (0.0579) (0.2699) Ln(renda) SC * * * * (0.0953) (0.3608) (0.0642) (0.3439) Ln(renda) SE * * * * (0.1044) (0.1800) (0.0513) (0.0716) Ln(renda) SP * * * * (0.0915) (0.3728) (0.0605) (0.1505) Ln(renda) TO * * * * (0.1045) (0.2304) (0.0479) (0.0801) sgma AC * * (0.5190) (0.4860) sgma AL * * (0.1168) (0.2290) sgma AM * * (0.2158) (0.2952) sgma AP * * (0.2761) (0.2482) sgma BA * * (0.0555) (0.0966) sgma CE * * (0.0467) (0.1076) varável dependene: ln(p2) Varáves Explcavas VII VIII IX X sgma DF * * (0.3925) (0.3801) sgma ES * * (0.2071) (0.1388) sgma GO * * (0.2353) (0.2217) sgma MA * * (0.1487) (0.1027) sgma MG * * (0.1350) (0.1587) sgma MS * * (0.3350) (0.4097) sgma MT * * (0.2883) (0.2176) sgma PA * * (0.1515) (0.2700) sgma PB * * (0.1156) (0.1711) sgma PE * * (0.1069) (0.1508) sgma PI * * (0.1824) (0.2062) sgma PR * * (0.1265) (0.4279) sgma RJ * * (0.5022) (0.5741) sgma RN * * (0.2665) (0.2313) sgma RO * * (0.4144) (0.4879) sgma RR * * (0.5724) (1.0088) sgma RS * * (0.2332) (0.2865) sgma SC * * (0.2967) (0.2024) sgma SE * * (0.0926) (0.1044) sgma SP * * (0.2822) (0.3365) sgma TO * * (0.1090) (0.1196) cross-secon effecs none fxed none fxed Perod effecs none fxed none fxed Observações em N Observações em T Toal de observações R 2 ajusado Tese F p-valor F Tese bea consane (F) * 8.73 * * 7.72 * Tese Tea consane (F) * * redundan fxed effec F es (cross-secon) redundan fxed effec F es (perod) redundan fxed effec F es * * {0.0000} {0.0018} * * {0.0000} {0.0005} * * (cross-secon + perod) Fone: cálculo dos auores desvo-padrão enre pareness ( ); p-valor do ese enre chaves { } *, **, *** esascamene sgnfcane a 1%, 5% e 10%, respecvamene. 15