Fatos relevantes sobre a distribuição da renda no Brasil

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1 Fatos relevantes sobre a distribuição da renda no Brasil Rodolfo Hoffmann * [Texto referente à participação do autor no 52º Congresso da SOBER, Goiânia, 27 a 30 de julo de 2014, no Painel 2, coordenado por Lauro Matei] Resumo. Na primeira seção são apresentadas estatísticas descritivas da distribuição da renda no Brasil, com base nos dados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD) de Em seguida mostra-se como evoluiu a desigualdade da distribuição da renda domiciliar per capita de 1995 a Na terceira seção avalia-se a contribuição de 11 parcelas da renda domiciliar para a redução da desigualdade, ressaltando os efeitos das transferências governamentais e do crescimento do valor real do salário mínimo. Na quarta seção avalia-se a importância do setor agrícola na distribuição da renda no País. Na quinta seção é analisada a distribuição da renda do trabalo entre pessoas ocupadas, mostrando o comportamento diferenciado do setor agrícola no período Palavras-cave: Distribuição da renda, desigualdade, Brasil, setor agrícola. Relevant facts about income distribution in Brazil Abstract. Te first section presents descriptive statistics of te income distribution in Brazil, using data from a 2012 national survey. After tat, te evolution of te ouseold per capita income distribution from 1995 to 2012 is analyzed. Te tird section discusses te contributions of 11 components of ouseold income to te observed income inequality reduction, stressing te effects of federal income transfers and of te rise in te real value of te minimum wage. Te next section evaluates te importance of te earnings in te agricultural sector for Brazil s income inequality. A final section analyzes te distribution of earnings by occupied person, sowing te different caracteristics of te agricultural sector. Keywords: Income distribution, Inequality, Brazil, agricultural sector. 1. A distribuição da renda em 2012 A Tabela 1 mostra as estatísticas descritivas obtidas a partir dos microdados da PNAD de A renda domiciliar per capita (RDPC) é obtida somando todos os rendimentos de pessoas cuja condição no domicílio é pessoa de referência, cônjuge, filo, outro parente ou agregado, e dividindo pelo número dessas pessoas em cada domicílio. Como é usual, ao analisar a distribuição da RDPC foram considerados apenas os domicílios particulares permanentes. Obviamente, só se pode analisar a distribuição para observações com informação da renda domiciliar. 1 * Professor Sênior da ESALQ-USP, com apoio do CNPq. offmannr@usp.br. O autor agradece a Josimar G. de Jesus e Marcelo Justus pela leitura crítica de uma versão preliminar desse texto. 1 Para quase 4% dos domicílios particulares permanentes a renda domiciliar não foi informada. Optamos por excluir, ainda, uma observação discrepante: um domicílio no Maranão, com 3 pessoas, cada uma ganando R$ ,00 por mês. 1

2 É importante lembrar que o IBGE denomina rendimento do trabalo aquele obtido em atividade exercida pela pessoa. O rendimento do trabalo de um fazendeiro, por exemplo, inclui os seus lucros e a renda da terra. Como é usual em dados de renda obtidos por meio de questionários, as rendas da PNAD tendem a ser subdeclaradas. Em média ocorre subdeclaração da ordem de 30 a 40%. 2 Tabela 1. Estatísticas relativas à distribuição do rendimento do trabalo por pessoa ocupada (POC), do rendimento de todas as fontes por pessoa economicamente ativa (PEA) e da renda domiciliar per capita (RDPC), no Brasil, de acordo com a PNAD de 2012 Estatística POC (1) PEA (2) RDPC (3) Pessoas (1.000) Índice de Gini 0,497 0,502 0,526 T de Teil 0,542 0,562 0,582 L de Teil 0,448 0,455 - % da renda apropriado pelos 40% mais pobres 13,6 13,4 11,0 50% mais pobres 19,1 18,9 16,6 20% mais ricos 56,1 56,5 57,1 10% mais ricos 41,0 41,4 41,6 5% mais ricos 29,3 29,8 29,6 1% mais ricos 12,2 12,7 12,3 Média (4) 1.496, ,5 858,6 1 o quartil (4) 622,0 622,0 286,0 Mediana (4) 900,0 900,0 533,3 3 o quartil (4) 1.500, ,0 936,0 90 o percentil (4) 3.000, , ,7 95 o percentil (4) 4.500, , ,0 99 o percentil (4) , , ,0 Limite ricos/pobres (Gini) (4) 1.500, ,0 975,0 (1) Distribuição do rendimento de todos os trabalos por pessoa ocupada com rendimento; (2) Distribuição do rendimento do todas as fontes por pessoa economicamente ativa com rendimento; (3) Distribuição da renda domiciliar per capita, incluindo domicílios com renda nula; (4) Em reais de setembro-outubro de O grau de subdeclaração pode ser avaliado comparando a renda per capita obtida da PNAD com o PIB per capita, como é feito em Hoffmann(2001b). 2

3 Conforme os resultados apresentados na Tabela 1, uma pessoa ocupada (empregado, conta própria ou empregador) com rendimento mensal acima de R$ pertence aos 5% mais ricos da distribuição. Considerando a inflação de 2012 até oje e, principalmente, a subdeclaração dos rendimentos, é possível que atualmente esse limite seja o dobro (R$ 9.000,00). Mas não pode ser substancialmente maior do que isso, sob pena de tornar os dados da PNAD incompatíveis com as Contas Nacionais. Analogamente, alguém com rendimento mensal de sua ocupação acima de R$ ou RDPC acima de R$ certamente pertence ao centésimo mais rico da respectiva distribuição. Dada uma distribuição de renda, qualquer medida de desigualdade deve diminuir se for feito um acréscimo marginal na renda de uma pessoa pobre, e deve aumentar se o acréscimo for feito na renda de uma pessoa rica. Se percorrermos a distribuição, do mais pobre ao mais rico, averá um ponto em que o efeito do acréscimo marginal na renda de uma pessoa sobre a medida de desigualdade muda de sinal, passando de negativo a positivo. O valor da renda nesse ponto pode ser denominado de limite entre os relativamente ricos e os relativamente pobres para essa medida de desigualdade. Para o índice de Gini (G), esse limite é o percentil de ordem ( 1+ G) / 2, cujo valor, para cada uma das três distribuições analisadas, está na última lina da Tabela 1 3. É um valor que cabe levar em consideração ao estabelecer o limite de isenção do Imposto de Renda. 2. A redução da desigualdade A Figura 1 mostra e evolução, de 1995 a 2012, de quatro medidas de desigualdade da distribuição da RDPC. Os índices de Meran e de Piesc, da mesma maneira que o índice de Gini, estão associados à área compreendida entre a curva de Lorenz e a lina de perfeita igualdade. O índice de Meran é comparativamente mais sensível a mudanças na cauda esquerda da distribuição e o índice de Piesc é comparativamente mais sensível a mudanças na cauda direita. O T de Teil é ainda mais sensível a mudanças na cauda direita da distribuição. Uma vez que até 2003 o levantamento da PNAD não incluía a área rural da antiga região Norte, para manter a comparabilidade, os dados dessa área foram excluídos das PNADs de 2004 a Note-se que a PNAD não foi realizada em 2000 e Observava-se, na Figura 1, que, excetuando-se a variação do T de Teil de 2011 a 2012, ocorreu queda substancial e sistemática da desigualdade da distribuição da RDPC no período analisado. Para a distribuição do rendimento de todos os trabalos por pessoa ocupada a redução da desigualdade já era sistemática desde 1994 (ver Figura 2 em Hoffmann e Oliveira, 2012). 3 Para o L de Teil o limite entre os relativamente ricos e os relativamente pobres é a renda média. Ver Hoffmann (2001a). 3

4 A brusca mudança de direção da lina que mostra a evolução do T de Teil está associada a mudanças na renda dos ricos, pois essa é uma medida de desigualdade mais sensível a mudanças na cauda direta da distribuição. Para a população considerada na obtenção da Figura 1, a proporção da renda total apropriada pelo centésimo mais rico sobe de 11,6% em 2011 para 12,2% em 2012, para o vigésimo mais rico essa proporção aumenta de 29,3% para 29,5%, embora a participação do décimo mais rico permaneça igual a 41,5%. 4 Figura 1 A redução da desigualdade da distribuição da RDPC no Brasil de 1995 a Se não for excluída a área rural da antiga região Norte nem a observação discrepante no Maranão em 2012, de 2011 a 2012 o índice de Gini da RDPC passa de 0,529 para 0,528, o T de Teil aumenta de 0,564 para 0,594, a proporção da renda total apropriada pelo centésimo mais rico sobe de 11,7% para 12,5% e a do vigésimo mais rico aumenta de 29,4% para 29,8%. 4

5 3. Contribuição de 11 parcelas da renda para a evolução da desigualdade no Brasil de 1995 a 2012 Esta seção é uma expansão e atualização, com os dados da PNAD de 2012, da seção correspondente em Hoffmann (2013b). A análise será feita com base na decomposição do índice de Gini (G) conforme parcelas do rendimento 5. Considerando que a renda é formada por k parcelas ( = 1,..., k ), sendo ϕ a participação da -ésima parcela e C a respectiva razão de concentração, temos G = k = 1 ϕ C (1) Admite-se que a técnica de decomposição estática do índice de Gini é conecida pelo leitor. Uma parcela é progressiva se ela contribui para reduzir a desigualdade. A diferença π = G C (2) é uma boa medida do grau de progressividade de uma parcela (Hoffmann, 2013a). Um valor negativo de π indica que a parcela é regressiva, isto é, que ela contribui para aumentar a desigualdade observada em determinado momento. Para analisar como diversas parcelas da RDPC contribuíram para a redução da desigualdade no Brasil de 1995 a 2012, vamos utilizar os dados da PNAD. Infelizmente, as transferências federais estão incluídas na última pergunta do questionário, destinada a captar o valor recebido como juros de caderneta de poupança e de outras aplicações financeiras, dividendos, programas sociais ou outros rendimentos. Trata-se de uma mistura de rendas regressivas (como juros e dividendos) e progressivas (como Bolsa Família e BPC). Essa parcela da RDPC será indicada como JUR. Adiante descreve-se como ela foi separada em JUR1 e JUR2, sendo JUR1 a parcela progressiva, que representa uma estimativa das transferências federais. A partir da equação (1) pode-se deduzir que a variação do índice de Gini entre dois anos é dada por k [ ( C G ) Δϕ + ϕ ΔC ] Δ G =, (3) = 1 com o traço sobre uma variável indicando seu valor médio nos dois anos. Essa é a decomposição dinâmica do índice de Gini conforme parcelas da renda, utilizada pela primeira vez por Soares (2006) e Hoffmann (2006) 6. 5 Para uma apresentação mais detalada do procedimento de decomposição estática do índice de Gini conforme fontes da renda, ver Pyatt et al. (1980) ou Hoffmann (2010). A expressão (1) foi deduzida por Rao (1969). 6 A dedução da expressão (3) pode ser encontrada em Hoffmann (2006 ou 2007). 5

6 A estimação da contribuição de diversos fatores para a redução da desigualdade no Brasil também tem sido feita por meio de outro método, igualmente válido, e potencialmente mais flexível: a técnica de simulações contrafactuais (Ver Barros et al., 2006 e 2007). Nesta seção a RDPC da PNAD é dividida em 11 parcelas. A definição de algumas dessas parcelas é função do valor M, definido como o valor arredondado para o inteiro mais próximo de 1,095 vezes o salário mínimo corrente; em 2011 o valor de M é 1, = 597 e em 2012 é 1, = 681. Segue a definição das 11 parcelas: 1 EMP: rendimento de todos os trabalos de empregados do setor privado; 2 MIPU: rendimento de todos os trabalos de pessoas cujo trabalo principal é como militar ou funcionário público estatutário; 3 AUT: rendimento de todos os trabalos de trabaladores por conta própria (a denominação consiste nas 3 primeiras letras de autônomos ); 4 PAT: rendimento de todos os trabalos de empregadores (a denominação é formada pelas 3 primeiras letras de patrão ); 5 AP1A: rendimento de aposentadorias e pensões pagas pelo sistema de previdência oficial (do INSS ou do regime especial para funcionários públicos) menores do que M; 6 AP1B: rendimento de aposentadorias e pensões pagas pelo sistema de previdência oficial (do INSS ou do regime especial para funcionários públicos) maiores ou iguais a M; 7 AP2: rendimento de aposentadorias e pensões da previdência privada; 8 DOA: doações recebidas de outros domicílios; 9 ALU: rendimento de aluguéis; 10 JUR1: estimativa do rendimento de transferências do governo federal, incluindo Bolsa Família e Benefício de Prestação Continuada (BPC); 11 JUR2: estimativa de juros, dividendos e outros rendimentos. As parcelas JUR1 e JUR2 são construídas com base em: (a) o valor corrente declarado (x) na PNAD como juros de caderneta de poupança e de outras aplicações financeiras, dividendos, programas sociais e outros rendimentos que recebia, normalmente, no mês de referência ; (b) o valor real (y) da RDPC, em reais de setembro-outubro de 2012 (usando como deflator a média geométrica dos valores do INPC de setembro e outubro em cada ano). Se, para uma pessoa, x < M e y < 681, considera-se JUR1 = x e JUR2 = 0. Se for observado que x M ou y 681, considera-se JUR1 = 0 e JUR2 = x. Como M é ligeiramente maior do que o salário mínimo, espera-se que JUR1 inclua todos os valores de x iguais ou bem próximos do salário mínimo recebidos por famílias pobres (como é o caso do BPC, levando em consideração um eventual pequeno erro no valor declarado). 7 É claro que JUR1 é uma estimativa relativamente grosseira do 7 Em Hoffmann (2013b), analisando o período , foi usado o limite de R$ 597 de setembrooutubro de 2011 para separar os relativamente pobres. Foi necessário alterar esse limite para R$ 681 de 6

7 rendimento recebido como Bolsa Família ou BPC, mas verifica-se que os resultados são coerentes com os obtidos com os dados da POF , que permitem separar as transferências federais de outras rendas 8. A Tabela 2 mostra a participação percentual de cada parcela na renda total em 1995, 2001, 2003, 2009, 2011 e e na Tabela 3 estão as respectivas razões de concentração e, na última lina, o índice de Gini da distribuição da RDPC. Tabela 2. Participação percentual de cada uma das 11 parcelas na renda total declarada, no Brasil (1), em anos selecionados Parcela Ano EMP 39,86 39,73 39,15 40,88 42,85 42, MIPU 10,10 9,97 10,04 11,29 10,95 10, AUT 18,95 16,46 15,82 13,36 15,25 15, PAT 13,14 11,73 11,66 10,65 8,30 9, AP1A 2,55 4,11 4,84 6,07 6,25 6, AP1B 10,79 13,00 13,64 12,73 11,94 11, AP2 0,91 1,47 1,35 1,32 1,22 1, DOA 0,58 0,68 0,71 0,44 0,26 0, ALU 2,25 1,93 1,74 1,56 1,08 1, JUR1 0,07 0,24 0,40 1,21 1,30 1, JUR2 0,81 0,69 0,65 0,47 0,61 0,95 Fonte: Elaborado a partir dos microdados da PNAD. (1) Exclusive área rural da antiga região Norte. Em setembro de 2008 a participação de JUR1 na renda total declarada é 1,1%, maior do que a participação das transferências federais na renda total informada na POF (que é 0,7%, conforme consta na Tabela 1 em Hoffmann, 2013b). Considerando que a renda total na POF inclui rendimentos que não são captados na setembro-outubro de 2012, para incluir, entre os relativamente pobres, uma pessoa morando sozina que recebesse o BPC em Vários autores já usaram procedimentos mais sofisticados e trabalosos para separar, na PNAD, os rendimentos de transferências. Ver Soares et al. (2007) e os capítulos 16 e 34 de Barros et al. (2007). 9 A participação de JUR1 pode ser comparada com a soma das despesas do governo federal com o BPC e o Programa Bolsa Família como porcentagens do PIB, apresentadas em IPEA (2012). Verifica-se, nesse documento, que a soma das transferências federais como BPC (LOAS) e Bolsa Família crescem de 0,49% do PIB em 2003 para 1,04% em Lembrando que a renda total captada na PNAD é substancialmente menor do que o PIB, essas porcentagens são razoavelmente coerentes com as correspondentes participações de JUR1 apresentadas na Tabela 2. 7

8 PNAD, podemos considerar os resultados bastante coerentes. A progressividade de JUR1 na PNAD de 2008 é G C = 0, ,3902 = 0,933, semelante à medida de progressividade das transferências de programas sociais federais obtida com os dados da POF (0,925, na Tabela 1 de Hoffmann, 2013b). A Tabela 2 mostra o crescimento sistemático da participação de JUR1 na renda declarada durante o período analisado. A partir de 2003 isso certamente reflete, basicamente, a expansão do Programa Bolsa Família, a expansão concomitante do número de beneficiários do BPC e o crescimento deste rendimento associado à valorização do salário mínimo. Note-se, entretanto, que essa participação em 2001 já era muito maior do que em 1995, graças ao conjunto de programas que foram agregados no Bolsa Família 10. Tabela 3. Razão de concentração de cada uma das 11 parcelas e Índice de Gini da RDPC, no Brasil (1), em anos selecionados Parcela Ano EMP 0,5075 0,4985 0,4841 0,4346 0,4390 0, MIPU 0,7337 0,7388 0,7335 0,7456 0,7462 0, AUT 0,5164 0,5230 0,5041 0,4734 0,5038 0, PAT 0,8629 0,8599 0,8598 0,8362 0,8504 0, AP1A 0,0498 0,0885 0,1208 0,1618 0,1378 0, AP1B 0,7074 0,7625 0,7613 0,7557 0,7365 0, AP2 0,6491 0,6204 0,5701 0,4928 0,4842 0, DOA 0,3992 0,3932 0,4025 0,3921 0,3665 0, ALU 0,8130 0,7974 0,8011 0,7738 0,7757 0, JUR1 0,0451 0,4086 0,3932 0,3970 0,4366 0, JUR2 0,8547 0,8468 0,7885 0,6439 0,6719 0,7423 Total (G) 0,5986 0,5934 0,5809 0,5388 0,5273 0,5244 Fonte: Elaborado a partir dos microdados da PNAD. (1) Exclusive área rural da antiga região Norte. Observa-se, na Tabela 2, que a participação de PAT (rendimento do trabalo de empregadores) na renda total declarada diminuiu no período analisado. Deve ter contribuído para isso o processo de mudança na natureza das empresas, com redução das empresas familiares e crescimento daquelas cuja direção é feita por executivos que são, formalmente, empregados da empresa. O tema precisa ser mais bem estudado. 10 Para uma excelente exposição da evolução dos programas de transferência de renda no Brasil, ver Roca (2013). 8

9 A participação de AP1A (rendimento de aposentadorias e pensões oficiais próximas ou inferiores ao salário mínimo) cresce sistematicamente no período analisado, e o mesmo ocorre com a respectiva razão de concentração. Os dois fenômenos se devem ao crescimento do valor real do salário mínimo. O fato de a razão de concentração de AP1B ser mais alta do que a razão de concentração de AP1A é uma consequência da própria definição dessas duas parcelas. Mas a elevadíssima razão de concentração das aposentadorias e pensões do funcionalismo público obtida dos dados da POF (ver Tabela 1 em Hoffmann, 2013b) certamente contribui para o elevado grau de regressividade de AP1B. Usando os dados apresentados nas Tabelas 2 e 3, podemos calcular a contribuição percentual de cada parcela para a mudança no índice de Gini ( Δ G) nos períodos considerados na Tabela 4. Tendo em vista a expressão (3), a contribuição percentual da -ésima parcela é dada por: ( C G ) Δϕ + ϕ ΔC ΔG 100 (4) Além de todo o período , foram considerados os subperíodos e Além disso, como foi a partir de 2001 que a redução do índice de Gini da RDPC foi mais intensa e sistemática, são apresentados os resultados para os períodos e Cabe ressaltar que os resultados obtidos de (4) se tornam muito instáveis quando o valor absoluto de Δ G é pequeno. Por isso, não se deve dar importância excessiva a alguns valores obtidos na coluna da Tabela 4 referente ao período , quando a variação absoluta do índice de Gini foi inferior a 2 pontos percentuais. É claro que a grande contribuição de EMP (rendimento do trabalo de empregados) para as mudanças no índice de Gini está associada à sua grande participação na renda total declarada. No período essa parcela contribui com 44,0% de Δ G e sua participação média na renda total declarada é ϕ = ( 39, ,13) / 2 = 40,9% No período a contribuição de MIPU (rendimento do trabalo de militares e funcionários públicos estatutários) é negativa, indicando que essa parcela contribuiu para aumentar a desigualdade, e não para reduzi-la A contribuição negativa de MIPU foi mais intensa ( 5,6%) no período , como se mostra em Hoffmann (2013b). Para uma análise da contribuição dos salários dos funcionários públicos para as mudanças na desigualdade da distribuição da RDPC no Brasil de 1995 a 2009, ver Daré e Hoffmann (2012 e 2013). Ver, também, Medeiros e Souza (2012). 9

10 Tabela 4. Contribuição percentual de cada uma das 11 parcelas para a redução do Índice de Gini da distribuição da RDPC, no Brasil (1), em períodos selecionados Parcela Período EMP 45,8 48,4 44,1 41,5 44,0 2- MIPU 0,6 0,6 1,1 3,9 0,3 3 AUT 1,3 2,0 2,5 3,7 1,9 4- PAT 16,9 24,8 14,0 16,7 11,6 5 - AP1A 18,8 50,3 9,8 10,6 10,8 6 AP1B 5,3 60,4 13,8 7,9 9,5 7 - AP2 2,6 4,5 2,3 2,7 2,9 8 DOA 0,4 1,3 0,8 1,0 0,7 9 - ALU 3,5 7,6 2,1 3,4 2, JUR1 19,1 20,0 18,8 16,2 17, JUR2 0,9 4,8 0,5 1,9 0,3 Δ G 0,0742 0,0177 0,0565 0,0661 0,0690 Fonte: Elaborado a partir dos microdados da PNAD. (1) Exclusive área rural da antiga região Norte. No período as aposentadorias e pensões oficiais (AP1) contribuíram com 13,5% da redução do índice de Gini, com 18,8% de AP1A e 5,3% de AP1B. A contribuição negativa de AP1B mostra que essa parcela contribuiu para aumentar a desigualdade (frear a redução da desigualdade). Os resultados mostram que nesse período toda a contribuição de AP1 para a redução da desigualdade está associada ao aumento do número e do valor real das aposentadorias e pensões vinculadas ao salário mínimo (parcela AP1A). Verifica-se que no período AP1A e AP1B contribuem com 9,8% e 13,8% da redução do índice de Gini 12. O fato de a contribuição de AP1A para a redução do índice de Gini ser 18,8% para todo o período e apenas 9,8% no período mais recente ( ) indica certa perda de fôlego do efeito do crescimento do valor real do salário mínimo. É extraordinário o fato de JUR1 contribuir com 17,7% da redução do índice de Gini de 2001 a 2012, sendo sua participação média na renda total declarada inferior a 12 A partir de 2003 observa-se uma leve tendência de redução dos valores de ϕ e C referentes a AP1B. Cabe assinalar que a contribuição das diversas parcelas da RDPC para a redução da desigualdade é bastante diferente quando são considerados apenas os domicílios cuja pessoa de referência tem atividade principal no setor agrícola (ver Hoffmann e Oliveira, 2012). 10

11 1%. [ ϕ = ( 0,24 + 1,45) / 2 = 0,84% ] Isso está associado à grande progressividade das transferências federais, particularmente as do Programa Bolsa Família 13. Ao fazer a decomposição dinâmica da desigualdade conforme parcelas da renda, é usual utilizar o índice de Gini. Entretanto, cabe ressaltar que outras medidas de desigualdade, igualmente válidas, levam a resultados diferentes. Os índices de Gini, de Meran e de Piesc são todos diretamente baseados na posição da curva de Lorenz e podem ser decompostos da mesma maneira. O índice de Meran é relativamente mais sensível a mudanças na cauda esquerda da distribuição da renda, e o índice de Piesc é mais sensível a mudanças na cauda direita. Para o período , a contribuição de JUR1 para a redução do índice de Meran é 23,0% e para a redução do índice de Piesc é 14,9%. Fica evidente, portanto, que a contribuição das transferências federais (e particularmente do Bolsa Família) para a redução da desigualdade depende da medida de desigualdade adotada. Considerando os resultados obtidos com os 3 índices, pode-se dizer que JUR1 contribuiu com cerca de 15% a 23% da redução da desigualdade da distribuição da RDPC no Brasil de 2001 a Ao analisar a contribuição de diferentes parcelas para a redução da desigualdade da distribuição da renda no Brasil a partir de 1995, todas as análises constatam a grande importância das mudanças na distribuição do rendimento do trabalo, mas todas mostram, também, a extraordinária contribuição das transferências sociais, particularmente do Bolsa Família, dada sua pequena participação da renda total. 4. Separando o rendimento do trabalo em 3 parcelas conforme o setor de ocupação, Brasil, Nesta seção a RDPC será dividida em 10 parcelas. As 3 primeiras são: 1 AGR: rendimento de todos os trabalos de pessoas com atividade principal no setor agrícola; 2 IND: rendimento de todos os trabalos de pessoas com atividade principal na indústria 14 ; 3 SER: rendimento de todos os trabalos de todas as demais pessoas. As outras 7 parcelas são as últimas 7 das 11 definidas na seção anterior: AP1A, AP1B, AP2, DOA, ALU, JUR1 e JUR2. Serão utilizados os dados das PNADs de 2004 a 2012, abrangendo todo o território nacional. A Tabela 5 mostra a participação média de cada uma dessas 10 parcelas na RDPC em todo o Brasil, em 2004, 2008 e 2012, e também a respectiva razão de concentração Fenômeno já apontado, entre outros, por Hoffmann (2005), para o período , Hoffmann (2006 e 2007), analisando diversos intervalos de 1997 a 2005, e Soares e Sátyro (2009), considerando vários períodos de 1995 a Variável V4809 igual a 2, 3 ou 4. 11

12 Tabela 5. Participação ( ϕ ) de cada parcela na RDPC e a respectiva razão de concentração ( C ), no Brasil, em 2004, 2008 e 2012 Parcela Participação (%) Razão de Concentração AGR 6,15 5,20 4,61 0,2552 0,2311 0, IND 16,93 17,84 17,83 0,4869 0,4587 0, SER 53,35 53,54 54,53 0,6298 0,6069 0, AP1A 4,67 5,64 6,65 0,1293 0,1552 0, AP1B 13,37 12,51 11,28 0,7628 0,7529 0, AP2 1,46 1,29 1,14 0,5712 0,4948 0, DOA 0,73 0,50 0,27 0,4636 0,4347 0, ALU 1,73 1,68 1,25 0,7886 0,8000 0, JUR1 0,88 1,17 1,50 0,3606 0,3832 0, JUR2 0,72 0,64 0,95 0,7903 0,7246 0,7402 Total 100,00 100,00 100,00 0,5701 0,5438 0,5261 A participação do rendimento do trabalo de pessoas ocupadas no setor agrícola se reduz de 6,2% em 2004 para 4,6% em Cabe ressaltar que essa participação pode estar subestimada devido à maior subdeclaração dos rendimentos agrícolas. Lembrar que a PNAD não capta o valor da produção para autoconsumo. Verifica-se que a razão de concentração dessa parcela da renda total é bem menor do que o índice de Gini, mostrando que se trata de uma parcela claramente progressiva. Os resultados apresentados na Tabela 5 indicam que á um potencial muito maior de redução da desigualdade no País por meio de alterações nos rendimentos pagos pelo sistema previdenciário do que por meio de alterações dos rendimentos agrícolas. A Tabela 6 mostra a contribuição de cada uma das 10 parcelas para a redução da desigualdade da distribuição da RDPC no Brasil de 2004 a 2012, com base nas expressões (3) e (4). Note-se, nessas expressões, que o efeito total associado a uma parcela pode ser decomposto em um efeito composição, devido à mudança na participação de parcela na renda total ( Δ ϕ ) mudança na razão de concentração ( Δ C )., e um efeito concentração, associado com a A razão de concentração da renda agrícola aumentou de 0,255 em 2004 para 0,282 em 2012, fazendo com que o efeito concentração dessa parcela tena contribuido para aumentar a desigualdade, representando 3,3% da redução do índice de Gini 15 Os valores para 2012 podem ser um pouco diferentes dos apresentados nas Tabelas 2 e 3 porque agora não são excluídos os dados da área rural da antiga região Norte. 12

13 ( ΔG = 0,044). Além disso, como se trata de uma parcela progressiva, a redução de sua participação na renda total também contribuiu para aumentar o índice de Gini. Dessa maneira, o efeito total da renda agrícola foi de 13,1%, isto é, um aumento do índice de ΔG = 0,044. Gini cujo valor absoluto corresponde a 13,1% da redução observada ( ) Tabela 6. Contribuição de cada uma das 10 parcelas para a redução do índice de Gini da distribuição da RDPC, no Brasil, de 2004 a 2012 Parcela Efeito composição (%) Efeito concentração (%) Efeito total (%) 1- AGR 9,8 3,3 13,1 2 IND 1,6 14,3 15,9 3 SER 1,7 47,7 46,0 4 AP1A 18,2 3,8 14,4 5 AP1B 9,6 6,9 16,5 6 AP2 0,2 3,1 2,9 7 DOA 1,6 1,6 0,0 8 ALU 2,7 0,6 2,2 9 JUR1 13,3 2,0 15,3 10 JUR2 1,1 0,9 0,2 Δ G 0,0136 0,0303 0,0440 A renda associada à atividade no setor de serviços representa mais de 53% da renda total (ver Tabela 5) e contribui com 46,0% da redução do índice de Gini de 2004 a 2012, essencialmente devido à substancial redução da respectiva razão de concentração. Confirmando o que já foi discutido na seção anterior, a parcela JUR1, que é uma estimativa das transferências do governo federal para os relativamente pobres, contribuiu substancialmente para a redução do índice de Gini (15,3%), apesar da sua pequena participação na renda total. 5. O comportamento distinto do setor agrícola Hoffmann e Oliveira (2012), analisando dados da PNAD de 1992 a 2009, mostram como a evolução da distribuição da renda no setor agrícola difere daquela do setor não agrícola. Da mesma maneira como foi feito na seção 3 daquele artigo, vamos analisar agora a distribuição do rendimento de todos os trabalos por pessoa ocupada no 13

14 Brasil que tena valor positivo para esse rendimento, excluindo sempre a área rural da antiga região Norte 16. A partir dos microdados das PNADs de 1992 a 2012 foi obtida a Figura 2. As pessoas são classificadas como agrícolas ou não agrícolas com base na sua atividade principal. A Figura 2 mostra que o índice de Gini dessa distribuição, para todas as ocupações ou considerando apenas as não agrícolas, cai sistematicamente desde O mesmo ocorre com as duas medidas de desigualdade de Teil, como mostram as Figuras 3 e 4. Figura 2 Evolução do índice de Gini da distribuição do rendimento de todos os trabalos por pessoa ocupada, no Brasil, de 1992 a As Figuras 2, 3 e 4 mostram que a evolução da desigualdade é muito distinta quando se considera apenas o setor agrícola. Os índices oscilam mais e observa-se crescimento da desigualdade de 1999 a Da mesma maneira que naquele artigo de 2012, são excluídas da amostra as pessoas sem informação do valor de alguma das varáveis usadas na estimação da equação de rendimentos, os indígenas (com frequência muito pequena na amostra) e as pessoas com tempo semanal de trabalo inferior a 15 ou superior a 98 oras. Na PNAD de 2012 foram excluídas, também, as 3 pessoas ocupadas do domicílio discrepante mencionado na nota de rodapé 1. O comportamento diferenciado da distribuição da renda no setor agrícola já avia sido assinalado em Hoffmann e Ney (2010). 14

15 Figura 3 Evolução do índice T de Teil da distribuição do rendimento de todos os trabalos por pessoa ocupada, no Brasil, de 1992 a Figura 4 Evolução do índice L de Teil da distribuição do rendimento de todos os trabalos por pessoa ocupada, no Brasil, de 1992 a Nas Figuras 2, 3 e 4 observa-se que a evolução da desigualdade entre todas as pessoas ocupadas é muito semelante a essa evolução para o setor não agrícola. Isso se deve, simplesmente, ao fato de o setor agrícola ter uma participação pequena no total, como mostra a Figura 5. 15

16 Figura 5 A participação do setor agrícola no total de pessoas ocupadas e na respectiva renda do trabalo, no Brasil, de 1992 a Observa-se, na Figura 5, que a participação do setor agrícola na renda total é bem menor do que sua participação na população de pessoas ocupadas, pois o rendimento médio por pessoa ocupada é substancialmente mais baixo nesse setor. De acordo com os dados da PNAD de 1998, o rendimento do trabalo por pessoa ocupada no setor agrícola correspondia a apenas 43% do rendimento médio no setor não agrícola. A partir desse ano essa proporção mostra tendência crescente, sendo igual a 59% em Uma das razões para a evolução distinta da desigualdade no setor agrícola é o comportamento diferenciado da dispersão da escolaridade. Ao analisar o efeito da escolaridade sobre a distribuição da renda é importante ter em mente que, conforme a forma clássica da equação de rendimentos, é o logaritmo da renda que é associado com o nível da escolaridade. Sendo Y o rendimento de uma pessoas e X a sua escolaridade, e agregando os efeitos de todas as demais variáveis em um parâmetro θ, temos: Segue-se que ln Y = θ + βx (5) dy Y = βdx, (6) isto é, variações relativas na renda estão diretamente associadas a variações absolutas na escolaridade. Uma vez que o conceito de desigualdade se confunde com o conceito de dispersão relativa 17, conclui-se que a desigualdade da distribuição da renda está 17 O índice de Gini (G), por exemplo, é igual à razão entre a diferença absoluta média (D, que é uma medida de dispersão) e o dobro da média (m) da distribuição, isto é, G = D/(2m). 16

17 diretamente associada à dispersão da escolaridade (e não à desigualdade da escolaridade). A Figura 6 mostra como, ao longo do período , a diferença absoluta média da escolaridade das pessoas ocupadas evoluiu com a escolaridade média 18. O ponto referente a 2011 é discrepante 19 e foi excluído ao se ajustar o arco de parábola que ressalta a relação entre esses dois parâmetros da distribuição da escolaridade em cada ano. A dispersão da escolaridade no Brasil cresceu de 1992 a , quando a escolaridade média alcançou cerca de 7,5 anos, e depois a dispersão tendeu a diminuir à medida que a escolaridade média continuou a subir (ultrapassando os 9 anos em Figura 6 A relação entre o desvio absoluto médio (D) e a escolaridade média das pessoas ocupadas no Brasil, de 1992 a 2012, com observação discrepante em A queda, a partir de 2003, da dispersão da escolaridade entre pessoas ocupadas contribuiu para reduzir a desigualdade da distribuição da renda entre pessoas ocupadas (e também da distribuição da RDPC). Mas no setor agrícola a escolaridade média das pessoas ocupadas é muito mais baixa (4,6 anos em 2012) e sua dispersão é crescente, contribuindo para aumentar a desigualdade da distribuição da renda dentro desse setor. Ao analisar como a educação afeta a desigualdade da distribuição da renda, é necessário examinar também como evoluiu a taxa de retorno da escolaridade. Para 18 A existência dessa relação parabólica entre uma medida de dispersão da escolaridade e a respectiva média foi assinalada por Lorel (2008). Ele usou o desvio padrão da escolaridade que, erroneamente, considera como medida da desigualdade da distribuição da escolaridade. 19 Tudo indica que ouve algum problema no registro da escolaridade das pessoas na PNAD de Verifica-se que á um número excessivo de pessoas ocupadas com escolaridade nula. 17

18 escolaridade acima de 10 anos essa taxa mostra tendência descrescente desde 2002 no setor não agrícola, mas no setor agrícola só cai depois de 2005 (ver Hoffmann e Oliveira, 2012). Vimos que o crescimento do valor real do salário mínimo contribuiu para a redução da desigualdade, com efeitos tanto no mercado de trabalo como na distribuição de aposentadoria e pensões (e no valor do BPC). Entretanto, quando se analisa o caso dos empregados agrícolas, verifica-se que para os empregados sem carteira o salário mínimo não funciona, efetivamente, como piso salarial e não contribui para a redução da desigualdade dessa categoria (ver Oliveira e Hoffmann, 2013, e Oliveira, 2014). O setor agrícola também difere do não agrícola no que se refere ao comportamento da desigualdade entre regiões. Considere-se a divisão do País em 6 regiões: Norte, Nordeste, MG+ES+RJ, SP, Sul e Centro-Oeste. A Figura 7 mostra que, para as medidas T e L de Teil, a participação da desigualdade entre essas 6 regiões na desigualdade da distribuição da renda do trabalo por pessoa ocupada tende a decrescer a partir de 1997 quando se consideram todas as pessoas ocupadas ou apenas o setor não agrícola. Mas quando se considera o setor agrícola a participação percentual da desigualdade entre regiões na desigualdade global tende a crescer. Note-se, também, que a importância relativa da desigualdade inter-regional é muito maior no setor agrícola do que no não agrícola. Figura 7 Participação percentual da desigualdade entre 6 regiões na desigualdade da distribuição do rendimento de todos os trabalos por pessoa ocupada no Brasil, de 1992 a A Figura 8 mostra que os resultados são semelantes quando se considera a divisão do País nas 27 Unidades da Federação. 18

19 Figura 8 Participação percentual da desigualdade entre 27 Unidades da Federação na desigualdade da distribuição do rendimento de todos os trabalos por pessoa ocupada no Brasil, de 1992 a Referências bibliográficas BARROS, R.P.; FOGUEL, M.N.; ULYSSEA, G. Desigualdade de renda no Brasil: uma análise da queda recente. Brasília: IPEA, 2006 (v. 1) e 2007 (v. 2). DARÉ, E.F.; HOFFMANN, R. Desigualdade da distribuição de renda no Brasil: a contribuição dos rendimentos do funcionalismo público. Mercado de trabalo: conjuntura e análise. Ano 17, n. 53, Nov. de DARÉ, E.F.; HOFFMANN, R. Remuneração do funcionalismo público e a variação da desigualdade da distribuição da renda no Brasil de 1995 a Economia, v. 14, n. 1C, HOFFMANN, R. Effect of te rise of a person s income on inequality. Brazilian Review of Econometrics 21(2): , 2001a. HOFFMANN, R. Income distribution in Brazil and te regional and sectoral contrasts. In Guiloto, J.J.M. e Hewings, G.J.D., Structure and structural cange in te Brazilian economy. Asgate Publising Company, p , 2001b. 19

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