CRESCIMENTO ECONÔMICO E CONCENTRAÇÃO DE RENDA: SEUS EFEITOS NA POBREZA NO BRASIL

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1 SÉRIES WORKING PAPER BNDES/ANPEC PROGRAMA DE FOMENTO À PESQUISA EM DESENVOLVIMENTO ECONÔMICO - PDE CRESCIMENTO ECONÔMICO E CONCENTRAÇÃO DE RENDA: SEUS EFEITOS NA POBREZA NO BRASIL Emerson Marinho UFC/CAEN Jair Araújo UFC/SOBRAL Working Paper no. 24 BANCO NACIONAL DE DESENVOLVIMENTO ECONÔMICO E SOCIAL Avenida República do Chile, 100 Cenro Rio de Janeiro, RJ ASSOCIAÇÃO NACIONAL DOS CENTROS DE PÓS-GRADUAÇÃO EM ECONOMIA Rua Tiradenes, 17 Ingá Nierói, RJ Março/2012 Esse paper foi financiado com recursos do Fundo de Esruuração de Projeos (FEP) do Banco Nacional de Desenvolvimeno Econômico e Social (BNDES). Por meio desse fundo o BNDES financia, na modalidade não-reembolsável, a execução de pesquisas cieníficas, sempre consoane ao seu objeivo de fomeno a projeos de pesquisa volados para a ampliação do conhecimeno cienífico sobre o processo de desenvolvimeno econômico e social. Para maiores informações sobre essa modalidade de financiameno, acesse o sie hp:// _e_fundos/fep.hml. O coneúdo do paper é de exclusiva responsabilidade do(s) auore(s), não refleindo necessariamene, a opinião do BNDES e/ou da ANPEC.

2 CRESCIMENTO ECONÔMICO E CONCENTRAÇÃO DE RENDA: SEUS EFEITOS NA POBREZA NO BRASIL Auores: Emerson Marinho e Jair Araújo Série Working Paper BNDES/ANPEC No. 24 Março/2012 RESUMO A parir de dados em painel para os esados brasileiros no período , analisa-se o impaco de variações do crescimeno econômico e da desigualdade de renda sobre as alerações da pobreza no Brasil, buscando avaliar a hipóese de Bourguignon (2002) de que quano mais desigual for o país menor será a efeividade do crescimeno econômico em reduzir a pobreza. Para verificar esses efeios esimam-se as elasicidades da pobreza em relação à renda e à desigualdade. Para isso, especificam-se dois modelos economéricos dinâmicos que são esimado pelo Méodo dos Momenos Generalizadosisema (MMG-sisema) desenvolvido por Arellano-Bond (1991), Arellano-Bover(1995) e Blundell e Bond (1998). Os resulados esimados dos modelos permiem concluir que o aumeno da renda sobre a redução da pobreza é menor quando o nível inicial de desenvolvimeno é baixo. O mesmo se dá quando o índice inicial de desigualdade é alo. Assim sendo, regiões com baixo nível inicial de desenvolvimeno e/ou ala desigualdade inicial apresenam condições menos propícias à redução da pobreza aravés do crescimeno da renda. Porano, elevada desigualdade e o baixo nível de desenvolvimeno inicial da maioria dos esados brasileiros são empecilhos para a reversão do quadro de pobreza via crescimeno da renda. Palavras-Chave: Crescimeno Econômico, Pobreza e Desigualdade. ABSTRACT From daa in panel for he Brazilian saes in period , he impac of variaions in he economic growh and in he income inequali is analzed over aleraions of he pover in Brazil, searching o evaluae he hpohesis of Bourguignon (2002) ha he more unequal is a counr i would be lesser he effeciveness of he economic growh in reducing he pover. To verif hese effecs, he elasiciies of he pover wih regard o income and o inequali are eseemed. Wih his objecive, i is specified wo dnamic economerical models ha are eseem b Mehod of Momens Generalize-ssem (MMGssem) developed b Arellano-Bond (1991), Arellano-Bover (1995) and Blundell and Bond (1998). The eseem resul of he models allows us o conclude ha increase of he income on he reducion of he pover is lesser when he iniial level of developmen is low. The same occurs when he iniial index of inequali is high. Thus being, regions wih low iniial level of developmen and/or high iniial inequali presen less propiious condiions o he reducion of he pover hrough he growh of he income. Therefore, high inequali and he low level of iniial developmen of he majori of he Brazilian saes are harmful for he reversion of he pover frame, b growh of he income. Kewords: Economic Growh, Pover and Inequali. Auor: Emerson Marinho Insiuição: Curso de pós-graduação em Economia-CAEN/UFC

3 Endereço: Av. da Universidade, segundo andar Telefone: +55 (85) emarinho@ufc.br Auor: Jair Araújo Insiuição: Curso de Economia e Finanças da UFC/SOBRAL Endereço: Rua Anahid Andrade, Praça Senador Figueira Telefone: +55 (88) jairandrade@ufc.br.

4 1 INTRODUÇÃO As políicas de desenvolvimeno de vários países êm como principal mea o aumeno do bem-esar da população. Ceramene, enre os seus vários objeivos, a redução da pobreza ocupa lugar de desaque principalmene considerando que, apesar do aumeno da capacidade em gerar riqueza dessas economias, a incidência da pobreza se mosra um fenômeno persisene. Conforme Rocha (2006) mesmo nos casos bem sucedidos de crescimeno econômico, fica evidene que a expansão do produo de uma economia não necessariamene beneficia a odos os indivíduos de uma deerminada sociedade. São evidenes ano as dificuldades dos países ricos em eliminar reduos remanescenes de pobreza, como as crescenes desigualdades sociais resulanes do processo de expansão econômica nos países em desenvolvimeno. A relação enre mudanças na renda e desigualdade sobre a redução da pobreza vem se desacando nos úlimos anos em decorrência da consaação de que em diversos países do mundo as quesões relaivas à pobreza não foram ainda equacionadas como resulado do crescimeno econômico. Por exemplo, Cline (2004) esudando diversos países da década de 90, concluiu que em muias dessas economias ocorreram declínio da pobreza em função do crescimeno econômico. No enano, alguns países que, mesmo sem passar por significaivo crescimeno econômico, conseguiram reduzir a pobreza. Em assim sendo, verifica-se que somene o crescimeno econômico não é capaz de explicar alerações na pobreza. Porano, a desigualdade de renda passa a ocupar um lugar de desaque como faor imporane para a redução da pobreza. Chen e Wang (2001) invesigaram a pobreza e a desigualdade na China nos anos 90. Eles decompõem a variação da pobreza devido ao crescimeno econômico e à mudança na desigualdade. Concluem que o crescimeno econômico beneficiou mais os ricos, especificamene, verificaram que apenas a renda média dos 20% mais ricos cresceu mais do que a renda média geral. Desacam assim a imporância da desigualdade de renda na redução da pobreza. Barros e Mendonça (2001), por exemplo, verificaram que no Brasil a incidência de pobreza é maior do que na maioria dos países com renda per capia semelhane. Eles concluem que a desigualdade de renda é responsável pelo fao do crescimeno econômico ser relaivamene ineficiene na redução da pobreza,

5 iso é, o efeio do crescimeno econômico sobre a redução da pobreza é menor no Brasil do que em ouros países que apresenam o mesmo nível de renda. Se qualquer variação da pobreza é conseqüência da redisribuição de renda ou do crescimeno econômico (ou de ambos), cabe ponderar a imporância de cada efeio na variação da pobreza. Esudos recenes êm procurado explicar quais faores influenciam a elasicidade renda-pobreza e desigualdade-pobreza. Por exemplo, Ravallion e Chen (1997) esimaram, para uma amosra de países em desenvolvimeno, a elasicidade renda da pobreza (medida pelo número de pessoas com renda abaixo da linha de pobreza de um dolar por dia), enconrando uma elasicidade igual a -3, ou seja, para cada 1% de aumeno na renda média há uma redução da proporção de indivíduos com renda abaixo da linha de pobreza de 3%. Enreano, há países que conseguem alerar o quadro inerno de pobreza sem apresenar significaivas axas de crescimeno econômico. Bourguignon (2002) esimou a elasicidade renda-pobreza para um conjuno de países aproximando a disribuição de renda pela disribuição lognormal. Ele mosrou que quano maior a renda média e menor a concenração maior é esa elasicidade. Em relação à evidência empírica nacional, Marinho e Soares (2003) esimaram a elasicidade da renda média sobre a pobreza dos esados brasileiros durane o período de 1985 a Concluiram que quano maior a renda média, maior o valor absoluo dessa elasicidade e quano maior a concenração menor é o seu valor absoluo. As maiores elasicidades renda-pobreza foram a dos esados de São Paulo e Rio de Janeiro. Em ouro esudo para o Brasil, Hoffmann (2004) uilizando oura meodologia esimou essas mesmas elasicidades comparando-as com os resulados obidos por Marinho e Soares (2003). Verificou que as duas esimaivas mosram padrão de variação enre esados muio semelhane. Salvao e al., (2007) invesigam a relação enre crescimeno, pobreza e desigualdade a parir de dados dos municípios brasileiros e mensura as elasicidades da pobreza em relação ao crescimeno econômico e à axa de variação da desigualdade de renda. Além do mais, esam a exisência do efeio de ineração não-linear enre o crescimeno e a desigualdade inicial, buscando avaliar

6 a hipóese de que quano maior a desigualdade menor seria a efeividade do crescimeno em reduzir a pobreza. Enconram que, enre as grandes regiões, a maior elasicidade crescimeno da redução da pobreza foi verificada para o Sudese. Enre os esados desaca-se o caso de São Paulo. Além disso, observaram uma correlação negaiva enre o módulo da elasicidade e a desigualdade inicial, ou seja, quano maior a desigualdade inicial menor a redução da pobreza provocada pelo crescimeno econômico, corroborando a hipóese de Bourguignon (2002). Os resulados aponam ambém para uma correlação negaiva enre a elasicidade da redisribuição e a desigualdade inicial. No enano, essas quesões não foram ainda oalmene elucidadas, pois, conforme Barreo (2005) ainda não se em um consenso de quais são as relações enre pobreza, crescimeno e desigualdade. Em assim sendo, é exremamene imporane deerminar qual o efeio que cada um desses faores em sobre a pobreza. A mensuração desas elasicidades é fundamenal para auxiliar as políicas de crescimeno e redisribuição de renda, endo em visa que a redução da pobreza é influenciada ano pelas alerações no crescimeno econômico quano pela diminuição da desigualdade, como afirma Cline (2004). Neses ermos, o objeivo do presene rabalho é analisar o impaco de variações do crescimeno econômico e da desigualdade de renda sobre as alerações da pobreza no Brasil. Uma vez que somene o crescimeno não é capaz de explicar alerações do quadro de pobreza, considera-se ambém a desigualdade de renda como faor complemenar para explicá-la, buscando avaliar a hipóese de Bourguignon (2002) de que quano mais desigual for o país menor seria a efeividade do crescimeno econômico em reduzir a pobreza. Para verificar esses efeios esimam-se as elasicidades da incidência da pobreza com relação à renda e à desigualdade. Essas elasicidades são esimadas uilizando-se um modelo economérico dinâmico para dados em painel, desenvolvido por Arellano-Bond (1991), Arellano- Bover(1995) e Blundel-Bond(1998). Nesse painel, as unidades de análise serão os esados brasileiros e o período de empo compreende os anos de 1995 a 2009.

7 O arigo é composo por see seções, incluindo esa inrodução. A segunda Seção faz uma revisão da lieraura nacional e inernacional sobre a relação riangular enre pobreza, crescimeno econômico e desigualdade, além de fazer breve hisórico da desigualdade brasileira. A Seção 3 define eoricamene as elasicidades renda-pobreza e desigualdade-pobreza. A quara Seção discue a base de dados. A quina Seção apresena o modelo economérico, seus méodos de esimação e análise dos resulados. Por úlimo, as conclusões são comenadas na séima Seção. 2 A RELAÇÃO TRIANGULAR ENTRE POBREZA, CRESCIMENTO ECONÔMICO E DESIGUALDADE Essa seção apresena uma revisão da lieraura sobre a relação riangular exisene enre pobreza, crescimeno econômico e desigualdade de renda. A ineração enre essas rês variáveis dá as condições necessárias para se diagnosicar em que magniude o aumeno da renda ou a redução da desigualdade impacam a redução da pobreza. Borguignon (2002) descreve com clareza o que ele chama de riângulo pobreza-desigualdade-crescimeno. Segundo esse auor, exise uma relação enre essas rês variáveis. Em seu arigo assume-se a log-normalidade da disribuição de renda e aribui-se as mudanças na pobreza a dois faores: a) efeio crescimeno: ocorre por meio de uma mudança proporcional em odos os decis de renda, mas não há, necessariamene, mudança na renda relaiva e b) efeio disribuivo: ocorre mudança na disribuição de renda relaiva. Dessa maneira, pode-se mosrar que mudanças na pobreza podem decorrer ano do crescimeno econômico (caracerizado pelo aumeno da renda média) quano da melhora da desigualdade de renda. Gráfico 1 Decomposição da Variação da Pobreza em Função do Crescimeno Econômico e da Disribuição de Renda

8 Fone: Borguignon (2002) As curvas do Gráfico 1 mosram as densidades de disribuição de renda em que esa úlima é represenada no eixo horizonal em escala logarímica. O deslocameno da disribuição inicial para a final ocorre por meio de um passo inermediário, que é a ranslação horizonal da disribuição inicial para a curva (I). Esa mudança represena um aumeno igualmene proporcional de odas as rendas na população, correspondendo ao efeio crescimeno. Iso poso, a mudança ocorre em função de um deslocameno da densidade da disribuição de renda para a direia. Considerando que z seja a linha de pobreza, pode-se verificar que houve queda no número de indivíduos pobres. Esa queda na proporção de pobres deve-se exclusivamene ao efeio crescimeno. Já o movimeno da curva (I) para a disribuição final ocorre manendo-se a renda média consane e alerando-se a disribuição de renda relaiva, correspondendo ao efeio disribuição. Assim, sem haver mudança na renda média da população, o nível de pobreza caiu. Isso se deu em função da queda na desigualdade de renda. Ou seja, a diminuição da concenração de renda provocou a diminuição do número de pessoas com renda abaixo da linha da pobreza. Essa relação foi denominada por Borguignon (2004) de riângulo pobrezadesigualdade-crescimeno. A parir de enão, vários esudos foram desenvolvidos para

9 idenificar e mensurar a relação exisene enre os impacos do crescimeno e da desigualdade de renda na redução da pobreza. 2.1 Pobreza versus crescimeno econômico Vários rabalhos empíricos nacionais e inernacionais analisaram as relações enre crescimeno econômico e pobreza. De uma forma geral parece haver consenso enre os pesquisadores de que para se esudar a redução da pobreza dois faores são fundamenais: a axa média de crescimeno e o nível inicial da desigualdade de renda. Por exemplo, Kraa (2004) realizou a decomposição de variância da pobreza para verificar a imporância do crescimeno econômico na sua redução uilizando uma amosra de países em desenvolvimeno, durane os anos de 80 e 90. Sua análise concluiu que a variação nos índices de pobreza é aribuída ao crescimeno da renda média, e, assim, políicas que promovam o crescimeno econômico seriam essenciais para o bem-esar dos mais pobres. A relação enre crescimeno e redução da pobreza pode-se medir por meio de elasicidade-renda ou elasicidade-crescimeno. Se essa elasicidade é elevada, políicas públicas de combae a pobreza baseadas no crescimeno econômico são mais eficienes. Caso conrário, sendo esa elasicidade baixa, esraégias de redução da pobreza deveriam envolver uma combinação de crescimeno econômico com algum ipo de redisribuição de renda. Ravallion e Chen (1997) esimam as elasicidades pobreza-renda e pobrezadesigualdade para 45 países. Os resulados mosraram que em países de baixa desigualdade, se o nível de renda aumena de 1%, ocorria uma redução da pobreza de 4,3%. Já nos países em que a desigualdade é elevada, a diminuição da pobreza seria apenas de 0,6%. Concluem que o crescimeno em pouco efeio sobre a pobreza. No enano, se a desigualdade ende a diminuir em decorrência do crescimeno, o efeio sobre a redução da pobreza será mais inensivo. Em ouro esudo, Ravallion (2001) verificou que a elasicidade crescimeno da pobreza é bem maior naqueles países que combinaram crescimeno com alguma redução da desigualdade. Iso apona que a meodologia de esimação da

10 elasicidade crescimeno-pobreza deve ser conrolada pelo componene redisribuivo da renda. Como exemplo, Ravallion (2005) esimou a axa de crescimeno pró-pobre para China e Índia para a década de 1990 e enconrou que mudanças na disribuição de renda foram desfavoráveis aos pobres nesses países, de modo que a axa de crescimeno a renda desses indivíduos foi menor que a axa ordinária de crescimeno da renda oal no período analisado. Esse resulado reproduziu uma growh incidence curve com inclinação posiiva para os níveis de renda mais elevados. Por ouro lado, a esimaiva da axa de crescimeno própobre foi ainda posiiva, indicando uma queda da pobreza absolua. Chen e Wang (2001) esudaram a relação enre pobreza, renda e a desigualdade na China nos anos 90. Concluíram que enquano a pobreza foi reduzida pelo crescimeno econômico a concenração de renda conribuiu para aumená-la. Verificaram ambém que o aumeno da renda média beneficiou mais relaivamene os ricos, ou seja, consaaram que apenas a renda média dos 20% mais ricos aumenou mais do que a renda média oal. Assim sendo, evidenciaram que a concenração da renda reduziu o efeio do crescimeno sobre a pobreza. Em seu arigo Sewar (2000) esimou que a axa de crescimeno de 1% do PIB (Produo Inerno Bruo) promove 0,21% de redução da pobreza na Zâmbia, enquano a mesma variação promove uma redução de 3,4% na pobreza na Malásia. Essa diferença em reduzir a pobreza é devido às desigualdades de rendas disinas enre essas regiões. Nesa mesma linha, Deininger e Squire (1996) analisando a relação enre o efeio poencial do crescimeno econômico na diminuição da desigualdade para uma amosra com vários países, enconraram que diferenes níveis de desigualdade êm disinas implicações no crescimeno econômico e que esses níveis são negaivamene relacionados à pobreza. Uilizando uma amosra de 84 países enre 1996 e 2000 Son (2004) mosrou que em 95% dos casos o crescimeno econômico conribuiu para a redução da pobreza. Nos casos resanes, ou a axa de crescimeno foi negaiva ou não se pôde esabelecer qualquer conclusão devido à ambigüidade enconrada na amosra.

11 A lieraura no Brasil em apresenando alguns rabalhos nese mesmo ema. Por exemplo, Hoffmann (1995) enconrou redução da pobreza na década de 1970 com elevadas axas de crescimeno da renda e relaiva esagnação da desigualdade. Nos anos de 1980 ocorreu aumeno da pobreza e desigualdade com desconrole inflacionário. Em ouro esudo, Hoffmann (2005) enconrou que um aumeno de 1% no rendimeno domiciliar per capia no Brasil leva a uma redução de 0,84% na proporção de pobres e que o valor absoluo dessa elasicidade cresce com o rendimeno e decresce com o aumeno da desigualdade. Marinho e Soares (2003), com dados de 26 esados brasileiros no período de 1985 a 1999, uilizaram um procedimeno meodológico que permiiu decompor a variação na pobreza decorrene da mudança na renda média e ambém de alerações na concenração de renda Os resulados mosraram que em odos os esados no Nore o efeio da concenração de renda superou o efeio da renda. Assim sendo, o crescimeno da renda eve imporância esraégica para combaer a pobreza. De forma geral, segundo eles quano maior a renda média, maior o valor absoluo da elasicidade e quano maior a concenração menor o valor absoluo da elasicidade. Manso, Barreo e Tebaldi (2005), uilizando dados da PNAD de 1995 a 2004, buscaram evidenciar as relações enre crescimeno da renda, redução da pobreza e o perfil disribuivo da riqueza. Nesse rabalho os auores aprofundam a discussão do problema do desequilíbrio regional brasileiro por meio da avaliação do impaco do crescimeno econômico sobre a pobreza. Suas análises permiiram isolar os efeios do crescimeno econômico e da desigualdade de renda na redução da pobreza em cada região do país. Os resulados obidos mosraram que os componenes de crescimeno da renda média e de disribuição de renda são suficienes para explicar grande pare das variações nos níveis de pobreza enre os esados brasileiros. Os resulados mosrados aé aqui de cera forma reforçam as evidências de que políicas de combae à pobreza por meio do crescimeno são mais eficienes quando acompanhadas de redisribuição de renda.

12 2.2 Pobreza versus desigualdade Essa subseção invesiga na lieraura da área a relação exisene enre pobreza e desigualdade. De um modo geral, muios auores afirmam que a proporção de pobres numa região diminui quando se em políica de crescimeno econômico combinada com redisribuição de renda. A desigualdade de renda é um componene imporane no debae sobre a pobreza. A pobreza é um problema mundial que aflige a sociedade moderna e vem sendo discuido por vários esudos. Ela persise apesar do crescene esoque de riqueza maerial no mundo. Sua exensão e gravidade são demonsradas por meio do número de pobres presenes em odos os países. De fao, desigualdade e pobreza caminham junas. Ravallion (2005) observou, para um conjuno de países subdesenvolvidos, uma relação não-linear enre a elasicidade crescimeno pobreza e o nível de desigualdade no período inicial. O auor afirma que o crescimeno econômico erá pouco efeio sobre os pobres se não for capaz de reduzir a desigualdade. Esima que o crescimeno da ordem de 1% poder reduzir a pobreza em 4,3% nos países com baixa desigualdade da renda. No enano, em países com elevada desigualdade da renda, a mesma axa de crescimeno de 1% possibilia uma diminuição somene de 0,6% na proporção de pobres. Porano, um dos faores que influencia a axa de redução da pobreza, dado o mesmo nível da axa de crescimeno, é a mudança na disribuição de renda. Isso ambém é verificado por Da e Ravallion (1992) que mensuram como a variação da pobreza é explicada pelos efeios crescimeno disribuição de renda. Assim, modelos que preendem esimar a elasicidade crescimeno da redução de pobreza devem incorporar a variação do nível de desigualdade de renda como variável explicaiva, para que a elasicidade crescimeno não incorpore mudanças de disribuição de renda. Conforme Bourguignon (2004), a redução da desigualdade de renda é um insrumeno imporane na redução da pobreza e que o crescimeno econômico pode não ser um elemeno ão necessário. Resulados semelhanes foram enconrados para o Brasil por Barros, Henriques e Mendonça (2001). Esses auores ressalam que a desigualdade na disribuição de renda é responsável pelo fao de o crescimeno

13 econômico ser relaivamene menos eficiene do que poderia ser na redução da pobreza, ou seja, o efeio do crescimeno sobre a redução da pobreza é menor no Brasil de que em ouros países que alcançaram o mesmo nível de renda. No Brasil, exisem alguns rabalhos que buscam explicações plausíveis para conexões enre pobreza, crescimeno e desigualdade. Segundo Rocha (2006), apesar de a pobreza no País vir persisindo durane várias décadas, foi somene após a solução do problema inflacionário que os problemas sociais passaram a ser colocados como objeivos prioriários como, por exemplo, a diminuição da desigualdade. Esse fao, de cera maneira, jusifica a baixa produção de arigos que esudem o riângulo pobreza crescimeno desigualdade no Brasil. Para Barreo (2005), a redução da pobreza pode ser alcançada de forma rápida quando um país em crescimeno apresena uma disribuição de renda menos desigual. Porano, a implanação de políicas públicas para a redução da desigualdade, além de resolver o problema em si, ainda pode aingir indireamene ouras meas de políica econômica como o aumeno do crescimeno e a redução da pobreza. De uma forma geral, a lieraura apona que a redução significaiva dos índices de pobreza é consequência de crescimeno econômico junamene com políicas que promovam a diminuição da desigualdade de renda. Esses dois efeios conribuem para elevar a renda média da população mais pobre apresenando como efeio a redução da pobreza. Por exemplo, Rocha (2006) afirma que a proporção de pobres no Brasil se reduziu em cerca de dois ponos percenuais no período de 2001 a Segundo essa auora, a redução da proporção de pobres que ocorreu nos primeiros anos desa década foi deerminada por diversos faores, cujo impaco é diferenciado enre as regiões, enre os quais se em mudanças disribuivas no rendimeno do rabalho e expansão dos benefícios assisenciais. Consoane à auora, a persisência da pobreza no Brasil é em grande pare devido à desigualdade exisene. Afirma que a pobreza pode ser reduzida ano pelo crescimeno da renda como por melhoria na sua disribuição, porém, exise consenso de que a redução da desigualdade de renda deve ser enfaizada. Isso porque o crescimeno da renda sem redução da desigualdade pode significar a ransferência do problema da eliminação da pobreza para um horizone fuuro.

14 De fao, embora em níveis basane elevados a queda da pobreza no Brasil ene os anos de 1995 a 2009 é mosrada aravés dos dados da Tabela 1. A proporção de pobres (P 0 ) era de 38,70% em 1995 e caiu para 23,50% em 2009, o que significou uma redução de 15,20 ponos percenuais. Tabela 1 - Índice de Pobreza no Brasil 1995 a 2009 Anos P 0 Anos P , , , , , , , , , , , , , ,5 Diferença -15,20 Fone: elaborado pelo auor com base nos dados das PNADs. Porano, a análise desse indicador mosra de fao que houve uma significaiva redução da pobreza no Brasil durane o período de 1995 a Crescimeno versus desigualdade A relação crescimeno econômico versus desigualdade em sido analisada na lieraura levando em consideração as causalidades exisenes enre essas variáveis. Muias quesões associadas a essas variáveis são como a desigualdade é gerada e como ela se reproduz ao longo do empo ou como a desigualdade e o processo de desenvolvimeno econômico se relacionam. Para Diniz (2005), ocorre uma relação de dupla causalidade enre essas variáveis. A hipóese de Kuznes (1955) do U inverido é o pono de parida dessa verene. Primeiramene a desigualdade aumenaria com o início do desenvolvimeno econômico quando a economia se movimena da área rural em direção à indusrialização (ransferência da forma de rabalho do seor menos produivo para o mais produivo). Poseriormene, a desigualdade diminuiria quando a maioria da força de rabalho esivesse rabalhando no seor indusrial. Em assim sendo, a políica de desenvolvimeno poderia ser resumida à promoção do crescimeno econômico e, ese, por fim, promoveria a redução da desigualdade. Tendo-se a renda elevada e melhor disribuída, o problema da pobreza seria resolvido.

15 Segundo Barreo (2005), vários esudos analisam o impaco da desigualdade sobre o crescimeno econômico. Alguns modelos mosram que a desigualdade pode ano prejudicar o crescimeno como ambém esimulá-lo. Por exemplo, Alesina e Rodrik (1994) esabelecem que a causalidade enre crescimeno e desigualdade se baseia em rês faos: (a) os gasos governamenais e políica ribuária redisribuiva seriam negaivamene relacionados devido aos seus efeios perversos sobre a acumulação de capial; (b) As alíquoas dos imposos enderiam a ser proporcionais à renda e os benefícios dos gasos públicos seriam oferados igualmene a odos os indivíduos, implicando que os níveis de gasos e imposos seriam inversamene relacionados à renda; e (c) a carga ribuária adoada pelo governo poderia ser aquela escolhida pelo eleior mediano implicando assim em menor acumulação de capial e por exensão menor crescimeno. Ainda na concepção de que desigualdade seria prejudicial ao crescimeno êm-se os argumenos de Sewar (2000), a saber: (a) elevada desigualdade provoca insabilidade políica, incereza, menores invesimeno e crescimeno; (b) ala desigualdade ocasiona políica ribuária redisribuiva populisa, efeios de desincenivos e menor crescimeno; e (c) maior desigualdade influencia os grupos mais ricos, os quais pressionam por raameno ribuário preferencial, levando ao excesso de invesimenos em deerminadas áreas e à redução do crescimeno. Ademais, exisem aqueles que consideram que a desigualdade possa esimular o crescimeno econômico. Por exemplo, Bourguinon (1981) argumena que como a propensão a poupar dos ricos é maior que a dos pobres isso implicaria uma endência de que a axa de invesimeno fosse mais elevada em economias em que a desigualdade é maior, possibiliando de cera forma, um crescimeno mais rápido. Ao conrário, ouros auores, como por exemplo, Barro (2000), Lopez (2004), não enconram relação enre desigualdade e crescimeno econômico e verificam que a axa de invesimeno não depende significaivamene da desigualdade. Algumas informações da desigualdade de renda no Brasil no período de 1995 a 2009 são mosradas na Tabela 2.

16 Tabela 2 - Principais caracerísicas da disribuição de renda familiar per capia no Brasil no período de 1995 a 2009 Anos Gini Renda Porc/z ,601 23,7 27,4 67,0 520,6 19, ,602 24,2 29,3 74,9 529,7 19, ,602 24,2 28,7 72,3 529,0 19, ,601 23,6 27,5 67,2 534,5 19, ,595 22,7 26,2 63,2 504,4 19, ,597 22,9 26,9 68,4 511,9 19, ,590 21,9 24,7 59,2 511,9 19, ,585 21,1 24,3 59,4 481,9 20, ,575 19,5 22,0 51,7 497,9 18, ,572 19,2 21,3 49,7 528,4 17, ,560 18,3 20,4 47,5 577,5 15, ,550 17,7 20,2 49,0 592,5 14, ,540 16,8 18,9 44,0 622,6 12, ,540 16,3 18,6 43,8 637,4 12,2 Fone: Insiuo de Esudos do Trabalho e Sociedade IETS. Noa: Uiliza-se a Linha de pobreza de R$ 196 em 2009, uilizando o INPC para o deflacionameno. Esas informações são o índice de Gini, a razão enre a renda apropriada pelos 10% mais ricos e os 40% mais pobres (40-10+), a razão enre a renda apropriada pelos 20% mais ricos e os 20% mais pobres (20-20+), a razão enre a renda apropriada pelos 10% mais ricos e os 10% mais pobres (10-10+), a renda real familiar per capia (Renda) e a porcenagem de pobres/linha de pobreza. Verifica-se nesa abela que a renda apropriada pelos 10% mais ricos no Brasil, em 1995, represenava 23,7 vezes a renda apropriada pelos 40% mais pobres. No ano de 2009, os ricos ganhavam 16,3 vezes o oal dos indivíduos pobres. Observa-se ambém que os indicadores (10-10+) e (20-20+) apresenaram uma redução acenuada durane esse período (principalmene o primeiro indicador que passou de 67 para 43,8). Já a renda familiar per capia cresceu aproximadamene 22,5%. A úlima coluna mosra que a proporção de pobres/linha de pobreza aingiu um paamar de esabilização em orno de 19%. Esses dados mosram que a desigualdade de renda no Brasil declinou nesses úlimos anos, corroborando os resulados de Neri (2006), Barros e al (2007) e Hoffmann (2007). Na mesma direção, Manso, Barreo e Tebaldi (2005) mosraram que a queda da desigualdade de renda no Brasil após o plano real foi expressiva. No período 1995 a 2004, houve redução de 2,71% do índice de Gini.

17 3 ELASTICIDADE RENDA E DESIGUALDADE DA POBREZA As deerminações das elasicidades renda-pobreza e desigualdadepobreza êm como finalidade analisar o impaco das variações do crescimeno e da desigualdade de renda sobre alerações da pobreza. Essa meodologia foi proposa inicialmene por Bourguignon (2002). O referido auor segue a definição clássica proposa por Foser, Greer e Thorbecke (1984) que mede a pobreza aravés da proporção de pobres. Neses ermos, a proporção de pessoas que em renda per capia inferior à linha de pobreza z é dada por: H = Pr( < z) F ( z) onde, F (z), é a função de disribuição da renda Enão, a proporção da população no empo com renda abaixo da linha da pobreza absolua, z, é igual à probabilidade de que a renda seja menor que a linha de pobreza. Dessa forma a variação na proporção de pobres enre dois períodos de empo e ' será: H = H H = F ( z) F ( z). ' ' Assumindo que a curva de disribuição de renda seja log-normal, Bourguignon (2002) define o deslocameno da curva original mosrado no Gráfico 1 para a curva de disribuição final em ermos de variação da pobreza da seguine maneira: H = H ' H [ F ( z ' ) F ( z )] + [ F ' ( z ' ) F ( z ' )] A primeira expressão enre colchees corresponde ao efeio crescimeno, manendo-se consane a disribuição de renda relaiva F, e a segunda refere-se ao efeio desigualdade, ou seja, ocorre aleração na disribuição de renda relaiva, manendo-se a renda consane. Neses ermos, a variação da pobreza é afeada por dois efeios: o primeiro, devido ao crescimeno da renda e o segundo em função da desigualdade da disribuição de renda.

18 Segundo Epaulard (2003) a variação relaiva na pobreza proveniene do crescimeno da renda e do efeio da redisribuição pode ser decomposa da seguine maneira: dh d Em ermos de elasicidade em-se: dh d H d H dg = +. d G d H d H = ε + ε d σ onde o coeficiene de Gini é definido como, G = 2Φ 1. O ermo 2 Φ(.) corresponde à disribuição acumulada da normal padrão e σ é o desviopadrão do logarimo da renda. Em assim sendo, Epaulard (2003) mosrou que as elasicidades renda-pobreza, H ε definidas pelas seguines expressões: H G H G dg d H, e a elasicidade pobreza-desigualdade, ε G, são H H ε = H log( z/ ) 1 1 φ + σ 2 σ 0 σ log( z/ ) 1 Φ + σ 2 σ log(/ z ) 1 1 φ + σ 2 H σ σ log(/ z ) 1 > 0 log(/ ) 1 + σ 2 σ H σ z < Φ σ + σ 2 σ H G = ε Além do mais, o referido auor mosra que as elasicidades pobreza-renda ( H H ε ) e pobreza-desigualdade ( ε G ) em ermos absoluos decrescem com a razão da linha de pobreza e a renda média z / ) e com o desvio padrão do logarimo ( da renda ( σ ). A elasicidade renda-pobreza é sempre posiiva ou nula. Por ouro lado, a elasicidade desigualdade-pobreza pode ser maior ou menor do que zero 1. 1 Conforme Epaulard (2003) a elasicidade desigualdade-pobreza erá sinal posiivo a menos que um país enha renda média muio baixa. Essa elasicidade será posiiva quano 1 2 < σ. ( ) z exp 2

19 Porano, o efeio da mudança na disribuição de renda na redução na pobreza é função do nível de crescimeno da renda e do grau de desigualdade. Ou seja, as alerações na pobreza podem decorrer ano do crescimeno econômico (caracerizado pelo aumeno da renda média) quano pela queda da desigualdade de renda. Enreano, quando exise combinação desses dois faores a queda na pobreza deve ser bem mais acenuada. 4 BASE DE DADOS Os dados uilizados na esimação dos modelos economéricos descrios na próxima seção foram reirados das PNADs (Pesquisa Nacional por Amosragem Domiciliar) publicada pelo IBGE (Insiuo Brasileiro de Geografia e Esaísica). A amosra é composa dos esados brasileiros para o período de 1995 a A variável renda familiar per capia é calculada dividindo-se o rendimeno oal da família pelo seu número de componenes. Em seguida, foi calculada a média ariméica dessa variável obendo-se assim as rendas médias para os esados da amosra. Espera-se que haja uma relação negaiva enre essa variável e a pobreza. Nese arigo caracerizam-se como pobres as famílias que vivem com renda familiar per capia insuficiene para saisfazer suas necessidades básicas. Em assim sendo, o indicador de pobreza absolua uilizado foi a proporção de pobres (P 0 ). Para consruir esse indicador a linha de pobreza adoada foi de meio salário q mínimo. O índice de pobreza P 0 é definido como, P 0 =, onde n é oal de n indivíduos e q é o número de pessoas com renda per capia familiar i abaixo da linha de pobreza z. A medida de desigualdade uilizada é o coeficiene de Gini calculado com base na renda familiar per capia exraída das PNADs. Ese índice é frequenemene uilizado para expressar o grau de desigualdade de renda e pode ser associado à chamada curva de Lorenz. Essa curva é definida pelo conjuno de 2 A PNAD não foi realizada no ano Para preencher essa lacuna, consideraram-se as médias ariméicas das variáveis dos anos de 1999 e Os anigos esados da região Nore não foram considerados na amosra em função da não disponibilidade de dados para a zona rural anes de 2004.

20 ponos que a parir das rendas ordenadas de forma crescene relacionam a proporção acumulada de pessoas e a proporção acumulada da renda. A parir dessa curva calculam-se enão os coeficienes de Gini para cada um dos esados enre os anos de 1995 a Em função da discussão na seção anerior, a relação enre o coeficiene de Gini e a pobreza deve ser posiiva, ou seja, quano maior a desigualdade maior deverá ser a pobreza. Ressala-se que odas as variáveis moneárias foram aualizadas para valores reais de 2009 uilizando o Índice Nacional de Preços ao Consumidor INPC endo como base o ano de MODELO ECONOMÉTRICO A especificação economérica do modelo é baseada na conribuição do crescimeno econômico e de variações na disribuição de renda sobre alerações na pobreza. Além do mais, admie-se como hipóese a suposição de que a variação da pobreza correne ende a se perpeuar e/ou influenciar o desempenho dessa variação no fuuro 3. Para levar em consideração esse comporameno, a relação enre a variação da pobreza e os seus deerminanes é invesigada por meio de um modelo de regressão para dados em painel dinâmico, definido da seguine forma 4 : ln[ P 3 ] µ 0, i ] = β 0 + β1 ln[ P0, i 1] + β2 ln[ Y i ] + β ln[ Ginii + η + i (1) As variáveis do modelo (1) são definidas da seguine maneira: ln 0, i = lnp0, i lnp0, i 1 P represena a variação da proporção de pobres enre dois períodos de empo; lny = lny i lny i 1 é a variação na renda média familiar i per capia e, lngini i = lnginii lnginii 1, represena a variação da concenração de renda medida pelo coeficiene de Gini; observáveis dos indivíduos e η i são os efeios aleaórios não µ i represena os disúrbios aleaórios. As variáveis do modelo (1) são definidas em logarimo naural em que o subscrio i represena o esado e o período de empo. Em função disso, os parâmeros β 2 e β 3 são, 3 Ribas e al (2006) enconraram evidência de persisência da pobreza para o Brasil. 4 Esse modelo pode ser viso em Bourguignon (2002) e Kalwij e Verschoor (2004). Enreano, esses auores não consideram que a pobreza possa apresenar um comporameno dinâmico.

21 respecivamene, as elasicidades pobreza-renda, ε 0, e a elasicidade pobrezadesigualdade ε P 0 G. Observe que essas elasicidades não variam com o empo. Uma expansão do modelo (1), apresenada em Kalwij e Verschoor (2004), permie que as elasicidades renda e desigualdade da pobreza variem no empo e dependam do inverso do nível inicial de desenvolvimeno (linha de pobreza dividida pela renda familiar per capia inicial) e do nível inicial de desigualdade 5. Ao se inserir essas variáveis no modelo (1) procura-se avaliar a hipóese de que quano maior a desigualdade inicial menor seria a efeividade do crescimeno em reduzir a pobreza (Hipóese de Bourguignon). Esse modelo de forma dinâmica é descrio da seguine forma: P ln[ P 0, i ] = β 0 + β ln[ P 1 0, i 1 ] + β ln[ 2 i ] + β ln[ ]ln[ G 3 i0 ] + β ln[ 4 i Z i ]ln[ i0 ] + β ln[ Gini 5 i ] + β ln[ Gini 6 i ]ln[ Gini i0 ] + β ln[ Gini 7 i Z i ]ln[ i0 ] + β ln[ G 8 i0 ] Zi + β 9 ln[ i0 ] + η + µ i i (2) onde, além das variáveis ln[ P i ], ln[ i ], ln[ Ginii ] que segue as mesmas zi formulações já descrias aneriormene, êm-se ln[ i ]ln[ G i 0 ] e ln[ i ]ln[ ] represenando, respecivamene, as inerações enre a variação da renda média familiar per capia e o índice de Gini inicial do esado i ( G i0 ) e o inverso do nível inicial de desenvolvimeno z i i0 (linha de pobreza dividida pela renda familiar per capia inicial). Do mesmo modo, as variáveis ln[ Gini i ]ln[ G i 0 ] e zi ln[ Ginii ]ln[ ] represenam, respecivamene, as inerações enre o índice de i0 desigualdade de Gini e o índice de desigualdade inicial do esado i e o inverso do nível inicial de desenvolvimeno. i0 5 Kalwij e Verschoor (2004) ambém não consideraram o comporameno dinâmico da pobreza no empo.

22 As hipóeses adoadas nesses modelos são que E [ η ] E[ µ ] = E[ η µ ] = 0 e E [ µ µ ] = 0 para i=1,2,...,n e s. i = i i i i is Adicionalmene, exise uma hipóese padrão relaiva às condições iniciais ln Pi : E [ ln 1 µ ] = 0 para i=1,2,...,n e =1,2,...,T (AHN e SCHMIDT, 1995). P i i Porano, a especificação do modelo (2) leva em consideração que as elasicidades pobreza da renda média familiar per capia e da desigualdade dependem da desigualdade inicial e da razão enre a linha de pobreza e a renda média familiar per capia inicial. Nauralmene, os coeficienes β 2 e β 5 não são mais inerpreados, respecivamene, como elasicidade-renda e elasicidade-desigualdade. Para se calcular esas elasicidades é necessário considerar os ermos de ineração. Porano, as elasicidades pobreza-renda e pobreza-desigualdade são agora definidas, respecivamene, como: P z 0 i ε = β 2 + β 3 ln[ Gio ] + β 4 ln[ ] (3) i i0 P0 z ε β5 + β6 ln[ G ] 7 ln[ i io + β ] Gi i0 = (4) Nese caso agora, pode-se observar que as elasicidades pobreza-renda e pobreza-desigualdade variam com o empo. As écnicas de esimação radicionais são inapropriadas para os modelos (1) e (2) devido a dois principais problemas economéricos. O primeiro é devido à presença dos efeios não observáveis dos indivíduos, η i, junamene com a variável dependene defasada, ln P k, i 1, no lado direio daquelas equações. Nesse caso, omiir os efeios fixos individuais no modelo dinâmico em painel orna os esimadores de mínimos quadrados ordinários (MQO) enviesados e inconsisenes. Por exemplo, devido a provável correlação posiiva enre a variável dependene defasada e os efeios fixos a esimaiva do coeficiene β 1 é enviesada para cima. Por ouro lado, segundo o esimador WITHIN GROUPS que corrige

23 para presença de efeios fixos, gera uma esimaiva de β 1 enviesada para baixo em painéis com a dimensão emporal pequena (JUDSON e OWEN, 1999). Para corrigir esses problemas, Arellano-Bond (1991) propõe o esimador do méodo dos momenos generalizado-diferenciado (MMG-diferenciado). Tal méodo consise na eliminação dos efeios fixos por meio da primeira diferença das equações. Assim para os modelos (1) e (2) em-se, respecivamene: ]] (5) [ ln[ P 0, i ]] = β 1 [ ln[ P0, i 1 ]] + β 2 [ ln[ Y i ]] + β 3 [ln[ Gini i + µ i [ ln[ P ]] = β + β [ ln[ P ]] + β [ ln[ ]] + β [ ln[ ]ln[ G ]] + β [ ln[ 0, i z β 9 [ln[ (6) i i0 0 i i 1 0, i 1 + β [ ln[ Gini ]] + β [ ln[ Gini ]ln[ G 5 ]] + µ 6 i 2 i0 i 3 i0 z ]] + β 7 [ ln[ Ginii ]ln[ i i0 4 i ]] + β [ln[ G 8 z ]ln[ onde, para uma variável w i qualquer, ln[ w i ] = ln[ wi ] ln[ wi 1 ]. Pela consrução das equações (5) e (6), [ ln[ P 0, i 1 ]] e µ i são correlacionados e, porano, esimadores de MQO para seus coeficienes serão enviesados e inconsisenes. Nesse caso, é necessário empregar variáveis insrumenais para [ ln[ P 0, i 1 ]]. O conjuno de hipóeses adoadas nas equações (1) e (2) implicam que as condições de momenos E [ ln P ] µ ] 0, para =3,4,...T e s 2, [ 0, i s i = são válidas. Baseados nesses momenos, Arellano e Bond (1991) sugerem empregar ln[ P0, i s ], para =3,4,...T e s 2, como insrumenos para as equações (5) e (6). Com relação às ouras variáveis explicaivas, emos rês possíveis i0 ]] + i i0 ]] siuações. Uma variável explicaiva x i pode ser classificada como (i) esriamene exógena, se não é correlacionada com os ermos de erro passados, presene e fuuros, (ii) fracamene exógena, se é correlacionada apenas com valores passados do ermo de erro, e (iii) endógena, se é correlacionada com os ermos de erro passados, presene e fuuros. No segundo caso, os valores de x i defasados em

24 um ou mais períodos são insrumenos válidos na esimação das equações (5) e (6). Já no úlimo caso, os valores de x i defasados em dois ou mais períodos são insrumenos válidos nas esimações para essas mesmas equações. Por ouro lado, Arellano e Bover (1995) e Blundell e Bond (1998) afirmam que esses insrumenos são fracos quando as variáveis dependenes e explicaivas apresenam fore persisência e/ou a variância relaiva dos efeios fixos aumena. Isso produz um esimador GMM-diferenciado não consisene e enviesado para painéis com T pequeno. Assim sendo, os auores supraciados, sugerem como forma de reduzir esse problema de viés e imprecisão a esimação de um sisema que combina, respecivamene, o conjuno de equações em nível (equações (1) e (2)) e em diferenças (equações (5) e (6)). Daí surge enão o méodo dos momenos generalizado-sisema (MMG-sisema). Para as equações em diferenças, o conjuno de insrumenos é o mesmo descrio acima. Para regressão em nível, os insrumenos apropriados são as diferenças defasadas das respecivas variáveis. Por exemplo, assumindo que as diferenças das variáveis explicaivas não são correlacionadas com os efeios fixos individuais (para =3,4,...T) e E [ ln P ] η ] 0, para i = 1,2,3,...,N, enão as variáveis explicaivas em [ 0, i2 i = diferenças e ln P ], caso elas sejam exógenas ou fracamene exógenas, são [ k, i 1 insrumenos válidos para equação em nível. O mesmo se dá se elas são endógenas, mas com os insrumenos sendo as variáveis explicaivas em diferenças defasadas de um período e ln P ]. [ k, i 1 Por fim, como forma de esar a robusez e consisência do modelo, Arellano e Bond (1991) sugerem dois ipos de eses. Os de Hansen e Sargan que esam, respecivamene, se os insrumenos uilizados e os insrumenos adicionais requerido pelo MMG-sisema são válidos. Por úlimo, os eses esaísicos de Arellano e Bond (1991) verificam se o erro primeira ordem e se µ i apresena correlação serial de µ i apresena correlação de segunda ordem. Para efeio de consisência dos esimadores espera-se que ordem enquano a série µ i apresene correlação de primeira µ i não seja auocorrelacionada de segunda ordem.

25 Vale salienar que as esimaivas do MMG-sisema apresenadas na próxima seção resulam da esimação com esimador corrigido pelo méodo de Windmeijer (2005) para eviar que o respecivo esimador das variâncias subesime as verdadeiras variâncias em amosra finia. O esimador uilizado foi proposo por Arellano e Bond (1991) em dois passos. Na primeira eapa, supõe-se que os ermos de erro são independenes e homocedásicos nos esados e ao longo do empo. No segundo eságio, os resíduos obidos na primeira eapa são uilizados para consruir uma esimaiva consisene da mariz de variança-covariância, relaxando assim as hipóeses de independência e homocedasicidade. O esimador do segundo eságio é assinoicamene mais eficiene em relação ao esimador da primeira eapa. 6 RESULTADOS DO MODELO ECONOMÉTRICO Nesa seção são apresenados os resulados das esimações dos parâmeros dos modelos (1) e (2) que serão uilizadas para se calcular as elasicidades pobreza-renda e pobreza-desigualdade. Os resulados esimados do modelo (1) pelos méodos de MQO, WITHIN GROUPS e MMG-sisema se enconram disposos na Tabela 3. Nesa abela o valor do coeficiene esimado da variável ln[ P i 1 ] na coluna [c] pelo méodo MMG-sisema esá, respecivamene, enre os valores dos coeficienes esimados dessa mesma variável (colunas [a] e [b]) pelos méodos MQO e WITHIN GROUPS. Porano, o MMG-sisema ameniza o problema de viés de esimação em função de no lado direio da equação (1) consar a variável dependene defasada de um período além da presença dos efeios fixos não observáveis. Observe na coluna [c] a significância esaísica do coeficiene esimado de ln[ P 0, i 1 ] confirmando a hipóese inicial de que a variação da pobreza apresena uma caracerísica de persisência. Os resulados esimados dos parâmeros da elasicidade-renda da pobreza e elasiciade-desigualdade foram, respecivamene, iguais a -0,68 e 0,78, de acordo com os valores na coluna [c]. Em assim sendo, um aumeno de 1% na renda per capia resula em um decréscimo de 0,68% na proporção de pobres. Já o aumeno de 1% no índice de desigualdade de renda provoca um acréscimo de 0,78% na

26 pobreza. Vale salienar que os sinais esimados desas elasicidades coincidem com os sinais das elasicidades eóricas apresenadas na Seção 3. Além do mais, eles corroboram os resulados de arigos inernacionais ais como os de Kalwij e Verchoor (2004), Bourguignon (2004) e de Marinho e Soares (2003), Hoffmann (2004) e Sanos (2008) para o Brasil. Em assim sendo, políicas voladas para a redução de desigualdades são mais efeivas no combae a pobreza do que aquelas voladas somene para o crescimeno da renda média. Tabela 3 Resulados dos Modelos de Regressão para ln[ P 0, i ]- Modelo 1 MQO [a] WITHIN GROUPS [b] MMG sisema [c] ln[ P0, i 1] 0,1840 (0,0672) Coefic. Valor-p Coefic. Valor-p Coefic. Valor-p 0,00 0,1529 (0,0686) 0,02 0,1139 (0,0239) -0,7654 0,00-0,7886 0,00-0,6899 ln[ i ] (0,0651) (0,0658) (0,0507) ln[ Gini ] 0,8785 0,00 0,9046 0,00 0,7799 i (0,1451) (0,1464) (0,1385) Cons. -0,0079 0,11-0,0080 0,10-0,0114 (0,0049) (0,0050) (0,0007) F(3,269)=53,11 F(3, 249)= 53,21 Prob>F=0,0000 Prob>F=0,0000 R 2 = 0,37 Nº de obs: 273 Nº de obs: 273 Nº de grupos: 21 F(2, 20)= 124,30 Prob>F=0,0000 0,00 0,00 0,02 0,00 Nº de obs: 273 Nº de grupos: 21 Nº de insrum.: 17 H 0 : Ausência de Auocorrelação Valor-p nos resíduos de primeira ordem 0,001 H 0 : Ausência de Auocorrelação Valor-p nos resíduos de segunda ordem 0,101 Tese de Hansen Prob > chi2 0,288 Tese de Sargan Prob > chi2 0,262 Obs.: (i) Os valores em parêneses são os desvios padrões corrigidos pelo méodo de Windmeijer (2005); (ii) Os valores para o ese de Hansen são os valores-p para a hipóese nula de que os insrumenos são válidos e (iii) Os valores para o ese de Sargan são os valores-p para validade dos insrumenos adicionais requeridos pelo méodo MMG-sisema. (iii) Uilizaram-se como insrumenos no MMG-Sisema as variáveis explicaivas em diferenças defasadas e [ ln[ P 0, i 1 ]] e [ ln[ i ]] defasada de um período. Fone: resulados obidos pelo auor. Os resulados esimados dos parâmeros da equação (2) se enconram disposos na Tabela 4 a seguir. Novamene, o valor do parâmero esimado da variável ln[ P i 1 ] se enconra, respecivamene, enre os valores esimados dessa

27 mesma variável (colunas [a] e [b]) obidos pelos méodos MQO e WITHIN GROUPS. No enano, esse parâmero esimado no MMG Sisema não apresena significância esaísica. Tabela 4 Resulados dos Modelos de Regressão para ln[ P 0, i ] - Modelo 2 MQO [a] WITHIN GROUPS [b] MMG sisema [c] ln P 0, i 1 0,1463 (0,0676) Coefic. Valor-p Coefic. Valor-p Coefic. Valor-p 0,03 0,0425 (0,0720) 0,55 0,1301 (0,0711) -0,3675 0,01-0,4137 0,00-1,0806 ln[ Y i ] (0,1485) (0,1516) (0,2936) 0,4371 0,09 0,5238 0,05 1,6851 ln[ Y i ]ln[ G i 0 ] (0,2629) (0,2687) (0,5050) z 1,064 0,02 1,0820 0,05 1,1565 i ln[ Y i ]ln[ ] (0,4832) (0,4801) (0,3860) i0 0,08 0,00 0,00 0,00 ln[ Gini ln[ Gini i ]ln[ G i 0 ] ln[ Gini i i ] z ]ln[ i i0 ] 0,4209 0,22 0,4865 0,16 3,4064 0,00 (0,3479) (0,3507) (0,8328) -0,3783 0,53-0,5010 0,41-5,6068 0,00 (2,6100) (0,6166) (1,4515) -2,998-3,0703-1,2865 (0,8709) 0,00 (0,8771) 0,00 (0,6120) 0,05 ln[ G i0 ] zi ln[ ] i0 Cons. 0,1283 1,1980 0,25 (0,1121) (0,5580) 0,04-0,0931-0,2159 0,2876 (0,0377) 0,01 (0,0479) 0,00 (0,6176) 0,00 0,0851 0,19 0,0491 0,00 0,7001 (0,0650) (0,1344) (0,3002) F(9,63)=21,93 F(8, 244)= 26,63 Prob>F=0,0000 Prob>F=0,0000 R 2 = 0,43 Nº de obs: 273 Nº de obs: 273 Nº de grupos: 21 0,03 F(8, 20)= 16,24 Prob>F=0,0000 Nº de obs: 273 Nº de grupos: 21 Nº de insrum.: 17 H 0 : Ausência de Auocorrelação nos Valor-p resíduos de primeira ordem 0,002 H 0 : Ausência de Auocorrelação nos Valor-p resíduos de segunda ordem 0,829 Tese de Hansen Prob > chi2 0,360 Tese de Sargan Prob > chi2 0,269 Obs.: (i) Os valores em parêneses são os desvios padrões corrigidos pelo méodo de Windmeijer (2005); (ii) Os valores para o ese de Hansen são os valores-p para a hipóese nula de que os insrumenos são válidos e (iii) Os valores para o ese de Sargan são os valores-p para validade dos insrumenos adicionais requeridos pelo méodo MMG-sisema. (iii) Uilizaram-se como insrumenos no MMG-sisema as variáveis explicaivas em diferenças defasadas e ln[ P ]] e ln[ G i 0 ] defasada de um período. [ 0, i 1