Crescimento Pró-pobre no Sudeste Brasileiro

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1 Crescmento Pró-pobre no Sudeste Braslero Bernard Herskovc 1 Puc-Ro Líza de Fguerêdo CEDEPLAR / UFMG Sessão Temátca: E4 Resumo: Crescmento pró-pobre é o crescmento econômco que favorece aos mas pobres e, nesse sentdo, nvestga-se se o crescmento econômco gera, endogenamente, a redução da pobreza e da desgualdade. Pesqusa-se as especfcdades regonas que determnam um crescmento pró-pobre e o porquê das eventuas dferenças nter-regonas. Esse artgo apresenta brevemente a lteratura nternaconal e naconal e um exercíco empírco para o sudeste braslero, a partr de Ravallon e Datt (00). Encontrando dferentes elastcdades da pobreza para os estados da regão sudeste, busca-se explcar quas condções ncas nfluencam o comportamento da pobreza ante o crescmento econômco e as alterações na dstrbução de renda. Palavras-chave: pobreza, desgualdade, crescmento pró-pobre. 1 Agradeço ao Programa de Educação Tutoral (PET) auxlou a pesqusa durante a mnha graduação na UFMG.

2 Crescmento Pró-pobre no Sudeste Braslero 1 Introdução No Brasl, durante a década de 1990, houve a redução da pobreza acompanhada tanto do aumento da desgualdade socal quanto do aumento da renda per capta méda: a proporção de pobres declnou em 18,3% (de 40,1% para 3,8%), a renda méda aumentou em 9,1% e o índce de Gn aumentou em 1,74%. A pobreza na regão sudeste também se reduzu em 18,4% (de 4,% para 19,8%), embora esta queda tenha sdo dstnta entre os estados: no Espírto Santo, a renda per capta méda cresceu em 48,7%, a pobreza dmnu em 3,8% e a desgualdade aumentou em 1,67%, ao passo que São Paulo apresentou um aumento de 11,7% na pobreza acompanhado de um crescmento econômco de 15,6% e de um aumento da desgualdade de 6,67%. Como a pobreza em São Paulo teve um aumento de 11,7% se a economa paulsta cresceu 15,6%? O aumento da renda dos mas pobres, ou sea, a redução da pobreza, pode ser feto de duas maneras: crescmento da renda méda e/ou redstrbução da renda a favor dos mas pobres. Crescmento econômco postvo sem alteração na dstrbução de renda,.e. todas as classes de renda sofrendo o mesmo aumento da renda per capta, gera necessaramente a redução da pobreza, e uma redstrbução da renda a favor do pobre,.e. redução da desgualdade socal, também reduz a pobreza, mantendo-se a renda méda constante. A lteratura de crescmento pró-pobre vsa compreender o comportamento da pobreza ante o crescmento econômco. Em termos concetuas, há duas prncpas vertentes: uma que defne como pró-pobre o crescmento econômco que é acompanhado pela redução da pobreza (RAVALLION; DATT, 1999 e 00; RAVALLION, 004; RAVALLION; CHEN, 003) e outra na qual o crescmento pró-pobre é o crescmento econômco acompanhado tanto da redução da pobreza quanto da desgualdade (KAKWANI; PERNIA, 000; KAKWANI; KHANDKER; SON, 004; SON, 004). Na lteratura nternaconal, há um amplo estudo sobre crescmento pró-pobre para os casos dos estados ndanos, das províncas chnesas e para alguns tgres asátcos (KAKWANI; PERNIA, 000; SON, 004; RAVALLION; CHEN, 003; RAVALLION; DATT, 00; KRAAY, 004) No Brasl, há mportantes estudos para o Nordeste (SILVEIRA NETO, 005), para o estado de Mnas Geras (RESENDE, 006) e para o conunto dos estados brasleros (BARRETO et al., 003; TOCHETTO et al., 004; HOFFMANN, 004; ORAIR; HOFFMANN, 006; MANSO et al., 006). Investgando o quão pró-pobre fo o crescmento econômco da regão sudeste na década de 1990, esse estudo procura mensurar o mpacto da redstrbução da renda e do crescmento econômco sobre as varações da pobreza, se o mpacto é gual em todos os estados do sudeste e por quê. O artgo está estruturado em quatro partes nclundo essa breve ntrodução, a segunda parte pretende rapdamente delnear a lteratura de crescmento própobre, a tercera procura desenvolver um exercíco empírco para o sudeste braslero durante a década de 1990 com base em Ravallon e Datt (00) e a quarta e últma parte são as consderações fnas. Uma Breve Revsão da Lteratura Se qualquer varação da pobreza é conseqüênca ou da redstrbução de renda ou do crescmento econômco (ou de ambos), cabe ponderar a mportânca de cada efeto na varação da pobreza. Na lteratura de crescmento pró-pobre, podem-se delnear duas maneras Entre 1991 e 000, dados do Censo Demográfco Braslero retrados do síto <

3 3 dferentes de se nvestgar a mportânca de cada um destes fatores: uma parte da análse das elastcdades da pobreza em relação à renda e à desgualdade (RAVALLION; DATT, 1999,00) e outra da análse da decomposção da varação de pobreza em efetos renda e dstrbução (RAVALLION; DATT, 199, KAKWANI; PERNIA, 000). A análse do crescmento pró-pobre va decomposção da pobreza foge, contudo, ao escopo desse artgo que se lmtará à análse pelas elastcdades da pobreza. Para uma dscussão mas elaborada sobre decomposção da pobreza, tem-se prncpalmente Kakwan e Perna (000) e Ravallon e Datt (199). Na análse do crescmento pró-pobre pelas elastcdades da pobreza, a referênca nternaconal é Ravallon e Datt (1999 e 00). Os autores analsam a varação da pobreza 3 dos 15 prncpas estados da Índa entre 1960/61 e 1993/94 e tentam entender a dversdade das respostas da pobreza ao crescmento entre seus estados. Testam se há dferenças sgnfcatvas nas elastcdades da pobreza entre cada estado Indano e dferentes elastcdades da pobreza em relação à renda real não agrícola são confrmadas, ou sea, o mpacto do crescmento econômco sobre a pobreza é dferente nos estados da Índa. Os outros resultados encontrados são esperados: a nflação contrbu para o aumento da pobreza, as elastcdades da pobreza em relação ao produto real agrícola per capta (YLD) e ao gasto real do governo em programas socas e de desenvolvmento (GOV) são negatvas, para os três índces de pobreza. Não foram encontradas respostas dferencadas da pobreza a estas varáves entre os estados. Um nteressante resultado encontrado é uma tendênca temporal no aumento da pobreza. Os índces de pobreza P 0, P 1 e P aumentam a cada ano em 0,017%; 0,07% e 0,036%, respectvamente. Uma nterpretação possível é que sso sea o reflexo de uma dstrbução adversa da população na pobreza, o que é compatível com o fato dessa tendênca temporal tornar-se nsgnfcante quando se adcona o logartmo da população às varáves do modelo (RAVALLION; DATT, 00, p.389, tradução nossa) 4. Ravallon e Datt (00) passam então a nvestgar por que a pobreza ca em rtmos dstntos entre os estados da Índa, frente a um mesmo rtmo de crescmento econômco, testando a hpótese de que as dstntas elastcdades decorrem de dferenças nas condções ncas dos estados. Testam, especfcamente, a mportânca das seguntes condções ncas: renda real não agrícola, renda real agrícola, proporção da população urbanzada, proporção entre o consumo urbano e rural, proporção de pessoas sem-terra, taxa de mortaldade nfantl e taxa de alfabetzação. Ravallon e Datt (1999 e 00) concluem que as condções ncas têm forte nfluênca na formação das elastcdades, em especal a taxa de alfabetzação ncal. Em nível naconal, o estudo do crescmento pró-pobre va elastcdade fo feto por Barreto et al. (003), Tochetto et al. (004), Slvera Neto (005), Resende (006), Hoffman (004) e Orar e Hoffman (006). Slvera Neto (005) analsa o crescmento pró-pobre no Nordeste e conclu que as elastcdades da pobreza em relação à renda são dferentes para as regões do Brasl e que a do Nordeste é menor 5,.e. o crescmento econômco teve menor mpacto na redução relatva do percentual de pobres no Nordeste que nas regões Norte, Sudeste e Sul do país (SILVEIRA NETO, 005, p.10). Os resultados de Slvera Neto (005) corroboram, portanto, os de 3 A lnha de pobreza está em termos reas e são os três índces de pobreza desenvolvdos por Foster, Greer e Thorbecke (1984) com α = 0, α = 1 e α =. 4 No orgnal: One possble nterpretaton s that t reflects an adverse dstrbutonal effect of populaton on poverty (Van de Valle, 1985). Ths s consstent wth the fact that our tme trend became nsgnfcant when we ntroduced log populaton as an addtonal varable n our model (RAVALLION; DATT, 00, p.389). 5 Menor em módulo, porque o crescmento da renda per capta gera uma redução da pobreza se a desgualdade permanecer constante, portanto, a elastcdade da pobreza em relação à renda é negatva e por uma elastcdade menor entende-se como menos elástca.

4 4 Ravallon e Datt (00) que também encontraram dferentes elastcdades da pobreza em relação à renda méda nos estados ndanos. Nesse sentdo, Tochetto et al. (004) e Barreto et al. (003) também dentfcam dferentes elastcdades da pobreza em relação à renda nos estados brasleros. Resende (006) faz um estudo análogo ao de Slvera Neto (005) para as macrorregões do estado de Mnas Geras e conclu também que o mpacto do crescmento econômco sobre a pobreza é dferente nas macrorregões de Mnas Geras. Toda essa dscussão na lteratura nternaconal e naconal suscta a segunte pergunta: se város autores á dentfcaram certa especfcdade regonal nas reações da pobreza em relação ao crescmento econômco, por que essas reações são dferentes? Será que o resultado de Ravallon e Datt (00) para a Índa se aplcara ao Brasl e as condções ncas audaram a explcar o porquê dessas dferentes elastcdades? Essas são as perguntas que se pretende responder nesse artgo para os estados da regão sudeste. 3 Metodologa Essa seção está estruturada em dos tópcos. No prmero, o modelo econométrco usado será apresentado e no segundo tópco os resultados encontrados. 3.1 Modelo Econométrco O modelo usado por Ravallon e Datt (00) para calcular as elastcdades dos estados ndanos é: NFP YLD GOV (1) ln Pt = β ln NFPt lnyldt ln GOVt + γ INFt + π t + η + ε t Sendo, P t a medda de pobreza absoluta em questão no tempo t e no estado, NFP t (non-farm product) produto real não agrícola per capta da população do estado no tempo t, YLD t (farm yeld) produto real agrícola per capta da população, GOV t gasto real do governo em programas socas e para o desenvolvmento, INF t a taxa de nflação. t é uma tendênca determnístca, η é o efeto específco do estado e ε t é um termo puramente aleatóro. Vêse que as elastcdades da equação 0 são β e γ. A equação é estmada com o Método dos Mínmos Quadrados Ordnáros 6 (MQO) e os autores estmam três modelos, um para cada índce de pobreza ( P 0, proporção de pobres; P 1, razão de nsufcênca de renda, e P ). Os autores encontram dferentes elastcdades somente da pobreza em relação à renda real não agrícola e, para explcarem essas dferenças a partr das condções ncas, acrescentam no modelo a varação da renda real não agrícola multplcada por determnadas condções ncas. Assm, tem-se que: () NFP YLD GOV ln Pt = β ln NFPt lnyldt ln GOVt ln NFPt * C + γ INFt + π t + η + ε t Onde, C é a condção ncal do estado. Dessa manera, a elastcdade da pobreza em relação à renda real não agrícola do estado sera: NFP NFP (3) β = β * C Ou sea, a condção ncal do estado determna parcalmente a elastcdade do estado. Segundo Ravallon (1997), Slvera Neto (005) e Resende (006), remos estmar um modelo smples no qual a varação da pobreza podera ser explcada pela varação da renda e pela varação da dstrbução de renda captada pelo índce de gn: 6 Ordnary Least Squares (OLS).

5 5 (4) ln P = α 1 ln R ln G + ε Onde, P é a varação 7 da pobreza entre os períodos 1 e, R é a varação da renda per capta, G é a varação do índce de gn e ε é o termo de erro. No modelo (4), a elastcdade da pobreza em relação à renda e ao índce de gn é a mesma para toda a regão analsada. Para captar possíves dferenças nas elastcdades regonas da pobreza tanto em relação à renda, quanto ao índce de gn, usaremos dummes regonas especfcadas conforme o modelo (5): (5) ln P = α 1 ln R lng ln R * D lng * D + ε Onde, D é uma dummy regonal. Quando β ou β forem sgnfcatvos, há uma especfcdade regonal. O obetvo deste trabalho é analsar a regão sudeste no período entre 1991 e 000, o que será feto com os dados de todos os muncípos da regão sudeste retrados do Ipeadata 8, sendo usada como medda de pobreza a proporção de pobres (P 0 ) 9, por sua vez calculada com duas lnhas de pobreza: uma de R$75,50 (1/ do saláro mínmo de agosto de 000) e outra de R$37,75 (1/4 do saláro mínmo de agosto de 000). A prmera medda será chamada de pobreza e a segunda de ndgênca. O número de observações será 1666, o número de muncípos da regão sudeste. A equação abaxo consdera as dummes estaduas do Sudeste, sendo a referênca o estado de São Paulo, logo, tem-se: (6) P α ln R ln G ln R * D + ln R * D + ln = 1 3 ES β 4 MG 5 ln R * DRJ 6 ln G * DES 7 ln G * DMG 8 ln G * DRJ + ε Para explcar as eventuas dferenças estaduas, assm como em Ravallon e Datt (00), acrescentam-se as condções ncas multplcadas pela varação da renda e pela varação do índce de gn. O modelo completo está expresso na equação (7): (7) ln P = α 1 ln R ln G 3 ln R * DES 4 ln R * DMG + 5 ln R * DRJ 6 ln G * DES 7 lng * DMG 8 lng * DRJ + ln R * C lng * C + ε Onde, C é a condção ncal prevamente escolhda. Dessa forma, por exemplo, a elastcdade da pobreza em relação à renda no estado de Mnas Geras sera: R (8) β MG = β1 4 * C E da pobreza em relação à dstrbução de renda de Mnas Geras sera: G (9) β MG = β 7 * C Na estmação, consderam-se as seguntes condções ncas: índce de desenvolvmento humano (IDH), renda, anos de estudo das pessoas com mas de 5 anos, taxa de analfabetsmo das pessoas entre 7 e 14 anos, freqüênca escolar das pessoas entre 7 e 14 anos e entre 7 e anos, transferêncas governamentas e médcos a cada ml habtantes. A próxma seção dscutrá os resultados encontrados. 7 P = P P1, de modo que ln P = ln P ln P1. P 1 é a pobreza no período ncal e P é a pobreza no período fnal. O mesmo se aplca a renda per capta ( R ) e ao índce de Gn ( G ). 8 Os dados são orgnalmente do Censo Demográfco Braslero. 9 Proporção de pobres é o índce de pobreza P 0 de Foster, Greer e Thorbecke (1984).

6 6 3. Resultados Encontrados A tabela 1 mostra o comportamento do índce de Gn, da renda per capta méda e da proporção de Pobres e ndgentes, para o Sudeste, na década de TABELA 1: Índce de Gn, Renda per capta e proporção de pobres e ndgentes 10 dos estados da regão sudeste em 1991 e 000. UF Gn Renda (R$) Pobreza (%) Indgênca (%) ES 0,598 0, ,78 89,59 41,74% 8,04% 18,45% 10,66% MG 0,614 0, ,57 76,56 43,7% 9,77% 19,7%,57% RJ 0,609 0,614 3,03 413,94 5,48% 19,3% 9,18% 7,94% SP 0,555 0,59 38,93 44,67,86% 14,37% 3,90% 5,94% Fonte: Elaboração própra. Dados do síto < A proporção de pobres e a proporção de ndgentes caíram em todos os estados do sudeste, com exceção do estado de São Paulo. Os gráfcos 1a e 1b, respectvamente, lustram o comportamento da proporção de pobres e de ndgentes entre os anos de 1991 e 000. As maores reduções da pobreza foram nos estados do Espírto Santo, com redução de 13,7 pontos percentuas na proporção de pobres e de 7,79 pontos percentuas na de ndgentes, e de Mnas Geras, com redução de 13,5 pontos percentuas na proporção de pobres e de 7,15 pontos percentuas na de ndgentes (Tabela 1). A renda per capta aumentou em todos os estados do sudeste, notadamente no Espírto Santo(48,7%) O índce de Gn aumentou também em todos os estados, tendo o maor aumento ocorrdo em São Paulo, cuo índce subu de 0,555 para 0,59. Como mostra o gráfco 1, houve uma redução nas dferenças estaduas em pobreza e em desgualdade, porque os valores da proporção de pobres e ndgentes e do índce de Gn aparentemente convergram para um mesmo ponto. Por outro lado, o crescmento da renda per capta não obedece o mesmo padrão e a renda dos estados converge para dos pontos dstntos: um dos estados mas rcos (Ro de Janero e São Paulo) e outro dos estados mas pobres (Mnas Geras e Espírto Santo). Em termos de crescmento pró-pobre, segundo a defnção de crescmento pró-pobre de Kakwan e Perna (000), o crescmento econômco dos quatro estados da regão sudeste não sera pró-pobre na década de 1990, porque, mesmo com crescmento econômco postvo que ceters parbus reduz a pobreza, a desgualdade aumentou. É mportante fazer uma ressalva: a desgualdade fo quantfcada pelo índce de Gn, mas para Kakwan e Perna (000) crescmento pró-pobre é aquele no qual os pobres ganham relatvamente mas que os rcos, ou sea, pode-se ter um aumento do índce de Gn e um crescmento pró-pobre nos termos de Kakwan e Perna (000), porque pode exstr uma stuação na qual os pobres ganharam relatvamente mas que os não pobres, mas a desgualdade entre os rcos aumentou até que a área entre a curva de perfeta gualdade e a curva de Lorenz fosse maor que antes, elevando o índce de Gn 11. Ao contráro, pela defnção de Ravallon e Datt (00), é claro que apenas o estado de São Paulo não apresentou um crescmento econômco pró-pobre, porque somente São Paulo teve um aumento dos níves de pobreza e ndgênca. Nos demas estados, o 10 Proporção de pobres é o índce de pobreza P 0 como a lnha de pobreza no valor de R$75,50 (1/ do saláro mínmo de agosto de 000) e ndgentes é o mesmo índce com a lnha de pobreza no valor R$37,75 (1/4 do saláro mínmo de agosto de 000). 11 Vale ressaltar que o índce de Gn é calculado pelo dobro da área entre a curva de Lorenz e a lnha da perfeta gualdade.

7 7 crescmento econômco reduzu a pobreza e, portanto, o crescmento econômco fo própobre. GRÁFICO 1: Índce de Gn, renda per capta e proporção de pobres e ndgentes nos estados do sudeste braslero entre 1991 e % 45% 40% 35% 30% 5% 0% 15% 10% 5% 0% ES MG RJ SP (a) Proporção de Pobres. 5% 0% 15% 10% 5% 0% ES MG RJ SP (b) Proporção de Indgentes. 0,6 0,61 0,60 0,59 0,58 0,57 0,56 0,55 0,54 0,53 0, (c) Índce de Gn. ES MG RJ SP

8 8 R$ 500,00 R$ 450,00 R$ 400,00 R$ 350,00 R$ 300,00 R$ 50,00 R$ 00,00 R$ 150,00 R$ 100,00 R$ 50,00 R$ 0, ES MG RJ SP (d) Renda per capta em reas de 01/08/000. Fonte: Elaboração própra. Dados do síto < Na seqüênca, serão apresentados os resultados dos modelos econométrcos desenvolvdos na seção anteror que procuram verfcar e explcar as especfcdades regonas do comportamento da pobreza. O prmero modelo é baseado na equação 4 e apresenta um R de aproxmadamente 40% tanto para a pobreza quanto para a ndgênca. O modelo ndca que a cada 1% de aumento na renda a pobreza reduz em 0,956% e a ndgênca em 1,9%. As tabelas e 3 contêm todos os resultados encontrados. O modelo II é a equação 4 per s e apresenta um R próxmo aos 70% para a pobreza e para a ndgênca com todas as elastcdades sgnfcatvas. A elastcdade em relação à renda aumenta um pouco ndo para -1,13 (pobreza) e -,4 (ndgênca), mas se mantém o padrão de uma elastcdade em relação à renda mas alta para a ndgênca. A elastcdade da pobreza em relação ao índce de Gn encontrada é de 1,61 para a pobreza e de 3, para a ndgênca,.e. 1% de aumento no índce de Gn (aumento da desgualdade) gerou um aumento de 1,61% na pobreza e de 3,% na ndgênca. O aumento da desgualdade teve maor mpacto no aumento da ndgênca do que no da pobreza, em contrapartda, uma redução da desgualdade contrbu mas para a redução da ndgênca do que da pobreza. A característca da elastcdade pobreza-gn e pobreza-renda ser mas elástca que a ndgêncagn e a ndgênca-renda também é observada nos demas modelos. A equação 6 está representada no modelo III que consdera dummes estaduas para a elastcdade pobreza/ndgênca-renda e para a elastcdade pobreza/ndgênca-gn. O R encontrado é superor com valores de 7,9% e 71,3% para a pobreza e ndgênca, respectvamente. Para a varação do nível da pobreza, todas as dummes foram sgnfcatvas, sendo as elastcdades pobreza-renda para São Paulo, Espírto Santo, Ro de Janero e Mnas Geras, respectvamente, de -1,48; -1,00; -1,10 e -1,17. As elastcdades pobreza-gn são, respectvamente, para São Paulo, Espírto Santo, Ro de Janero e Mnas Geras,,38; 1,51; 1,30 e 1,59. As maores elastcdades pobreza-renda e pobreza-gn em módulo foram de São Paulo. Para o nível de ndgênca a dummy de Mnas Geras para elastcdade ndgêncarenda não fo sgnfcatva a 10% de confança. A elastcdade ndgênca-renda para o estado de São Paulo e de Mnas Geras fo -, e para o Espírto Santo e Ro de Janero -,07; -1,98, respectvamente. As elastcdades ndgênca-gn são 4,08; 3,05; 3,50 e,56, para São Paulo, Espírto Santo, Ro de Janero e Mnas Geras, respectvamente. No modelo III, São Paulo apresentou tanto para a pobreza quanto para a ndgênca a maor elastcdade em relação ao Gn e à renda méda, ou sea, em São Paulo o aumento (redução) da desgualdade aumenta (dmnu) a pobreza e a ndgênca em maor proporção do que nos demas estados do sudeste,

9 9 o mesmo sendo observado para a varação da renda méda. O estado de São Paulo teve o maor aumento da desgualdade e o únco aumento do nível da pobreza e da ndgênca, o que corrobora com esses resultados encontrados. Os modelos IV, V, VI, VII e VIII representam a equação 7 com dferentes condções ncas. Investgam-se como algumas condções ncas afetam as elastcdades e as dummes estaduas, com o ntuto de descobrr quas condções ncas que sustentam dferentes elastcdades para cada estado. TABELA : Elastcdades da pobreza e da ndgênca em relação ao índce de Gn e à renda méda, modelos I a IV. I II III IV VLNP VLNI VLNP VLNI VLNP VLNI VLNP VLNI 0,013 0,319 0,014 0,30 0,031 0,304 0,036 0,303 Constante 0,354 0,000 0,186 0,000 0,00 0,000 0,000 0,000 1,613 3,118,383 4,081,31 4,041 VLNG - - 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000-0,956-1,9-1,7 -,4-1,483 -, -,314 -,779 VLNR 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,481 0,149 0,36-0,005 VLNR*D1ES ,000 0,044 0,000 0,954 0,386-0,0 0,10-0,188 VLNR*DMG ,000 0,838 0,003 0,006 0,315 0,4 0,018 0,014 VLNR*D3RJ ,000 0,000 0,653 0,865-0,871-1,08-0,975-1,0 VLNG*D1ES ,000 0,000 0,000 0,000-1,084-1,54-1,89-1,635 VLNG*DMG ,000 0,000 0,000 0,000-0,79-0,58-0,763-0,494 VLNG*D3RJ ,000 0,081 0,000 0,178 0,377 0,44 VLNR*LNANALF ,000 0,000 0,054 0,117 VLNR*MEDICO ,003 0,001 R 0,403 0,418 0,686 0,693 0,79 0,713 0,768 0,718 R austado 0,40 0,418 0,685 0,693 0,77 0,7 0,766 0,716 Teste F 1, , , ,00 555, ,50 5,460 41,60 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 Durbn-Watson,05 1,98 1,968 1,836 1,90 1,93 1,941 1,939 Correção de Whte para Heteroscedastcdade Sm Sm Sm Sm Sm Sm Sm Sm RESET 51,87,707 38,144 0,710 10,453 5,049 8,083 6,313 0,000 0,000 0,000 0,400 0,001 0,05 0,005 0,0 Jarque-Bera 10,37 151,95,03 545,37 61,15 507,04 74,76 313,18 0,006 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 Fonte: Elaboração Própra. Os valores de tamanho reduzdo representam o p-valor das estatístcas t para as varáves explcatvas e o p-valor dos testes F, Reset e Jarque-Bera observações.

10 10 TABELA 3: Elastcdades da pobreza e da ndgênca em relação ao índce de Gn e à renda méda, modelos I a IV. V VI VII VIII VLNP VLNI VLNP VLNI VLNP VLNI VLNP VLNI 0,054 0,38 0,043 0,311 0,064 0,345 0,073 0,349 Constante 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000,465 4,37 3,733 6,078-0,008-0,015 4,3 7,464 VLNG 0,000 0,000 0,000 0,000 0,966 0,97 0,000 0,000-1,579 -,317-1,939 -,53-1,478 -,383 1,516 0,33 VLNR 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,80 0,319 0,005 0,368 0,073 0,436 0,149 0,59-0,00 VLNR*D1ES 0,000 0,946 0,000 0,337 0,000 0,043 0,000 0,8 0,6-0,151 0,4-0,119 0, -0,137 0,5-0,11 VLNR*DMG 0,000 0,009 0,000 0,057 0,000 0,014 0,000 0,001 0,83 0,16 0,85 0,4 0,34 0,170 0,48 0,191 VLNR*D3RJ 0,000 0,00 0,000 0,001 0,000 0,030 0,000 0,08-0,489-0,43-0,601-0,666-0,660-0,575-0,377-0,06 VLNG*D1ES 0,000 0,137 0,000 0,019 0,000 0,051 0,0 0,94-0,580-0,538-0,548-0,703-0,574-0,34-0,56-0,141 VLNG*DMG 0,000 0,041 0,000 0,017 0,000 0,65 0,000 0,49-0,658-0,316-0,679-0,405-0,833-0,631-0,55-0,05 VLNG*D3RJ 0,000 0,300 0,000 0,186 0,000 0,06 0,004 0,95 -,35 -,118 VLNR*LNFREQESC714 0,000 0, ,666 9,189 VLNG*LNFREQESC714 0,000 0, ,959-0,656 VLNR*LNFREQESC ,000 0, ,959 4,314 VLNG*LNFREQESC ,000 0, ,779-0,664 VLNR*LNANOSEST ,000 0, ,87 3,15 VLNG*LNANOSEST ,000 0, ,44 0,413 VLNR*LNGOV ,000 0, ,601-0,516 VLNG*LNR ,000 0,000 5,388 9,59 VLNG*IDH ,000 0,000 R 0,768 0,730 0,746 0,70 0,813 0,750 0,797 0,741 R austado 0,767 0,78 0,745 0,718 0,8 0,748 0,796 0,739 Teste F 548,77 446,56 486,67 45,45 654,16 450,6 651,4 4,73 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 Durbn-Watson 1,957 1,950 1,96 1,934 1,963 1,90 1,971 1,97 Correção de Whte para Heteroscedastcdade Sm Sm Sm Sm Sm Sm Sm Sm RESET 7,863 7,595 6,807 5,350 1,808 7,087 0,568 0,03 0,005 0,006 0,009 0,01 0,179 0,008 0,000 0,859 Jarque-Bera 59,8 3094,5 400,9 679,3 1,8 581,5 1790,6 4077,8 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 Fonte: Elaboração Própra. Os valores de tamanho reduzdo representam o p-valor das estatístcas t para as varáves explcatvas e o p-valor dos testes F, Reset e Jarque-Bera observações.

11 O modelo IV apreca o mpacto da taxa de analfabetsmo ncal e do número de médcos a cada ml habtantes na elastcdade pobreza/ndgênca-renda. As dummes para as elastcdades pobreza-renda, ndgênca-renda e ndgênca-gn do Ro de Janero e a dummy para a elastcdade ndgênca-renda do Espírto Santo não são sgnfcatvas, ou sea, a taxa de analfabetsmo e o número de médcos explcam essa dferença estadual. Por outro lado, a dummy para a elastcdade ndgênca-renda de Mnas Geras, que no modelo III tem valor próxmo de zero e p-valor de 0,838, é sgnfcatva a 1% com valor de -0,188. Um resultado curoso é que quanto maor o número de médcos a cada ml habtantes no período ncal menor o mpacto da renda sobre a ndgênca e a pobreza, ponto que necessta de um estudo empírco mas aprmorado para esclarecmento. O qunto modelo analsa o mpacto da freqüênca escolar das pessoas entre 7 e 14 anos de dade na elastcdade pobreza/ndgênca-renda e pobreza/ndgênca-gn. As varáves dummes para as elastcdades ndgênca-renda e ndgênca-gn do Espírto Santo não são sgnfcatvas a 10%, ou sea, o nível ncal da freqüênca escolar dos muncípos do Espírto Santo explca porque as elastcdades ndgênca-renda e ndgênca-gn são dferentes dos demas estados do sudeste. Como esperado, quanto maor é o nível da freqüênca escolar, mas o crescmento reduz a pobreza e a ndgênca e mas o aumento (redução) da desgualdade aumenta (dmnu) a pobreza e a ndgênca. O modelo VI é smlar ao V, mas se usa a freqüênca escolar das pessoas entre 7 e anos. Vê-se que o mpacto da freqüênca escolar das pessoas entre 7 e anos de dade é muto menor, pos altera menos o valor das elastcdades. As dummes para a elastcdade ndgênca-gn do Ro de Janero e para a ndgênca-renda do Espírto Santo também não são sgnfcatvas a 10% e, ao contráro do modelo XVII, a dummy para a elastcdade ndgêncagn do Espírto Santo é sgnfcatva a 5%. O modelo VII consdera a nfluênca dos anos médos de estudo das pessoas com mas de 5 anos sobre as elastcdades da pobreza e da ndgênca em relação ao índce de Gn e à renda méda assm como a nfluênca das transferêncas de renda do governo (aposentadoras, pensões e programas ofcas de auxílo como bolsa escola) sobre a elastcdade da pobreza/ndgênca-renda. Quanto maor são os anos estudos da população em geral, mas o crescmento reduz a pobreza e a ndgênca; e mas o aumento (redução) da desgualdade aumenta (dmnu) a pobreza e a ndgênca, sendo que o nível ncal dos anos estudos afeta mas as elastcdade pobreza-renda e ndgênca-gn do que as elastcdades ndgênca-renda e pobreza-gn. O efeto da transferênca de renda do governo para os muncípos fez que o crescmento econômco reduzsse menos a pobreza e a ndgênca, corroborando com o resultado de Tochetto et. al. (004, p.9-10). Somente a dummy para a elastcdade ndgêncagn de Mnas Geras não é sgnfcatva a 10%. A elastcdade pobreza/ndgênca-gn per s não fo sgnfcatva. O modelo VIII apreca o mpacto do nível ncal da renda per capta méda na elastcdade pobreza/ndgênca-renda e do nível ncal do índce de desenvolvmento humano (IDH) na elastcdade pobreza/ndgênca-gn. O IDH ncal tem forte nfluênca sobre as elastcdades da pobreza e da ndgênca em relação ao índce de Gn, 1% a mas no IDH ncal aumenta a elastcdade pobreza-gn em 5,388 e a ndgênca-gn em 9,59. As dummes para as elastcdades ndgênca-renda do Espírto Santo e ndgênca-gn de todos os estados não são sgnfcatvas a 5%, as dferenças estaduas para a elastcdade ndgêncagn pode ser explcada pelo IDH ncal. A elastcdade ndgênca-renda ncal per s não é sgnfcatva a 10% e o logartmo da renda ncal determna a elastcdade ndgênca-renda. A não normaldade dos resíduos fo um problema comum a todos os modelos com o p-valor do teste de Jarque-Bera tendendo a zero. Város modelos tveram problemas de má especfcação, no entanto os modelos que não o tveram pelo teste de establdade de RESET 11

12 consderando 10% de confança foram: II para ndgênca, VII para pobreza e o VIII para ndgênca. Pelo teste de Durbn-Watson, nenhum modelo tem problemas de auto-correlação dos resíduos. Os resultados de má especfcação e de não normaldade dos resíduos sugerem uma nvestgação posteror com modelos não paramétrcos, uma vez que não dependem de uma dstrbução prevamente conhecda. 4 Consderações Fnas O presente estudo seguu um exercíco empírco, baseado em Ravallon e Datt (00), para a regão sudeste do Brasl. A parte empírca é dvdda em três partes: (1) cálculo das elastcdades da pobreza em relação à renda per capta méda e ao índce de Gn; () teste sobre a exstênca de dferenças estaduas nas elastcdades e (3) verfcação das condções ncas que afetam o valor das elastcdades. Confrmam-se dferentes elastcdades para os estados do sudeste e São Paulo, Espírto Santo, Mnas Geras e Ro de Janero têm, respectvamente, elastcdades pobrezarenda de -1,48; -1,00; -1,10 e -1,17 e elastcdades pobreza-gn de,38; 1,51; 1,30 e 1,59. Os estados mas rcos (São Paulo e Ro de Janero) têm as maores (em módulo) elastcdades. Ao longo da análse dos modelos, város resultados sugerem dferenças sgnfcatvas entre o problema da pobreza e o problema da ndgênca. Em termos metodológcos, pobres e ndgentes são aqueles que ganham menos que ½ e menos que ¼ do saláro mínmo vgente em agosto de 000, respectvamente. Aparentemente, a dferença está no nível da lnha de pobreza, no entanto, a varação da ndgênca é mas elástca tanto ao índce de gn quanto à renda ncal e as condções ncas afetam as elastcdades da pobreza e da ndgênca de forma sstematcamente dferente. As condções ncas que afetaram as elastcdades foram: índce de desenvolvmento humano (IDH), renda, anos de estudo das pessoas com mas de 5 anos, taxa de analfabetsmo das pessoas entre 7 e 14 anos, freqüênca escolar das pessoas entre 7 e 14 anos e entre 7 e anos e transferêncas governamentas. Se as condções analsadas fossem melhores, por exemplo, menor taxa de analfabetsmo, maor freqüênca escolar, maor IDH, as elastcdades pobreza-renda e a ndgênca-renda tenderam a se aproxmar, mas a elastcdade pobreza-gn tendera a fcar consderavelmente menor que a ndgênca-gn, porque como o mpacto de condções ncas melhores é maor nas elastcdades pobreza-renda e ndgênca-gn do que nas elastcdades ndgênca-renda e pobreza-gn e a ndgênca é mas elástca do que a pobreza tanta em relação à renda quanto e relação ao Gn, as elastcdades pobreza-renda e ndgênca-renda tendem a se aproxmar ao passo que as elastcdades pobreza-gn e ndgênca-gn tendem a se dstancar. Ou sea, com condções ncas melhores, é mas fácl combater tanto a pobreza quanto a ndgênca, porque as elastcdades fcam maores em módulo e o mpacto do crescmento econômco e de uma redução da desgualdade sera maor, mas para reduzr o nível de ndgênca a redstrbução da renda é crucal a medda que seu mpacto é muto maor. Em contrapartda, para reduzr os níves de pobreza, não necessaramente a redstrbução da renda sera mas efcaz que o aumento da renda per capta méda, pos condções ncas melhores afetam mas a elastcdade pobreza-renda que a ndgênca-renda.

13 13 Referêncas BARRETO, Flávo Atalba F. D.; MARINHO, Emerson; SOARES, Francsco. Crescmento econômco, eoncentração de renda e redução da pobreza nos estados brasleros. In: ENCONTRO REGIONAL DE ECONOMIA, 8, 003, Fortaleza. Anas... Fortaleza: Banco do Nordeste, v. 1, 003. FOSTER, James; GREER, Joel; THORBECKE, Erk. A class of decomposable poverty measures. Econometrca v. 5, Nº3, p , GUJARATI, Damodar N. Econometra básca. São Paulo: Makron Books, p. HENRIQUES, Rcardo (org.). Desgualdade e pobreza no Brasl. Ro de Janero: IPEA, p. HOFFMAN, Rodolfo. Elastcdade da pobreza em relação à renda méda e à desgualdade. In: ENCONTRO NACIONAL DE ECONOMIA, 3, 004, João Pessoa. Anas... Dsponível em < Acesso em 19 Ma HOFFMANN, Rodolfo. Dstrbução de renda: meddas de desgualdade e pobreza. São Paulo: Edtora da Unversdade de São Paulo, p. IPEADATA. Dsponível em < Acesso em 5 Fev MANSO, C. A.; BARRETO, F. A.; TEBALDI, E. O desequlíbro regonal braslero: novas perspectvas a partr das fontes de crescmento pró-pobre. Revsta Econômca do Nordeste, v.37, nº37, 006. p ORAIR, Rodrgo; HOFFMANN, Rodolfo. Como crescmento e desgualdade afetam a pobreza. In: ENCONTRO NACIONAL DE ECONOMIA POLÍTICA, 11, 006, Vtóra. [Anas Eletrôncos...] Vtóra: SEP, 006. CD-ROM. PINDYCK, Robert S.; RUBINFELD, Danel L. Econometra: modelos e prevsões. Ro de Janero: Campus, p. RAVALLION, Martn. Can hgh-nequalty developng countres escape absolute poverty? Economcs Letters, v.56, p RAVALLION, Martn; CHEN, Shaohua. Measurng pro-poor growth. World Bank Polcy Research, Workng Paper nº 666, 003, Washngton. Dsponível em: < Poor_Growth_MR.pdf>. Acesso em: Abr RAVALLION, Martn; DATT, Gaurav. Growth and redstrbuton components of changes n poverty measures: a decomposton wth applcatons to Brazl and Inda n the 1980s. Journal of Development Economcs: v. 38, p , 199. RAVALLION, Martn; DATT, Gaurav. When s growth pro-poor? evdence from dverse experences of Inda s states. World Bank Polcy Research, Workng Paper n º 63, 1999, Washngton. Dsponível em: < Acesso em: Abr RAVALLION, Martn; DATT, Gaurav. Why has economc growth been more pro-poor n some states of Inda than others? Journal of Development Economc, v. 68, p , 00. Dsponível em: < Acesso em: 3 abr RAVALLION, Martn. Poverty comparsons: a gude to concepts and methods. World Bank, Lvng Standards Measurement Study (LSMS) Workng Paper nº 88, 199, Washngton. Dsponível em: < ndered/pdf/mult_page.pdf>. Acesso em: 10 Ago. 006.

14 14 RAVALLION, Martn. Pro-poor growth: a prmer. World Bank Polcy Research, Workng Paper nº 34, 004, Washngton. Dsponível em: < Acesso em: Abr RESENDE, Gulherme Mandes. O crescmento dos muncípos mneros têm sdo pró-pobre? In: ENCONTRO SOBRE ECONOMIA MINEIRA, 11, 006, Damantna. Anas Eletrôncos... Damantna: UFMG, 006. CD- ROM. SEN, Amartya. Desenvolvmento como lberdade. São Paulo: Edtora Schwarcz ltda., p. SEN, Amartya. Desgualdade reexamnada. Ro de Janero: Edtora Record, p. SILVEIRA NETO, Raul da Mota. Quão pró-pobre tem sdo o crescmento econômco no nordeste? evdênca para o período In: ENCONTRO REGIONAL DE ECONOMIA, 10, 005, Fortaleza. Anas... Dsponível em: < pdf> Acesso em: 7 Set SON, Hyun Hwa. A note on pro-poor growth. Economcs Letters 8 p , 004. Dsponível em: < Acesso em: 3 Abr TOCHETTO, Danela Goya et al. Crescmento pró-pobre no Brasl uma análse exploratóra. In: ENCONTRO NACIONAL DE ECONOMIA, 3, 004, João Pessoa. Anas... Dsponível em: < Acesso em: Abr KAKWANI, Nanak; KHANDKER, Shahd; SON, Hyun Hwa. Pro-poor growth: concepts and measurement wth country case studes. Internatonal poverty center, Workng Paper nº1, 004, Brasíla. Dsponível em: < Acesso em: Jul KAKWANI, Nanak; PERNIA, Ernesto M. What s pro-poor growth? Asan Development Revew, v.18, nº 1, 000. Dsponível em: < Acesso em: Abr KRAAY, Aart. When s growth pro-poor? cross-country evdence. Internatonal Monetary Fund (IMF) Workng Paper nº 04/47, 004. Dsponível em: < Acesso em: Abr. 006.