Pobreza e Desigualdade de Renda no Brasil Rural: Uma Análise da Queda Recente 1

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1 POBREZA E DESIGUALDADE DE RENDA NO BRASIL RURAL: UMA ANÁLISE DA QUEDA RECENTE Apresenação Oral-Evolução e esruura da agropecuária no Brasil STEVEN M. HELFAND 1 ; RUDI ROCHA 2 ; HENRIQUE E.F. VINHAIS 3. 1.UNIVERSITY OF CALIFORNIA, RIVERSIDE - ESTADOS UNIDOS; 2.PUC, RIO DE JANEIRO - RJ - BRASIL; 3.UNIVERSITY OF TEXAS, AUSTIN - ESTADOS UNIDOS. Pobreza e Desigualdade de Renda no Brasil Rural: Uma Análise da Queda Recene 1 Povery and Inequaliy in Rural Brazil: An Analysis of he Recen Decline Resumo Ese arigo decompõe as variações da pobreza rural em componenes de crescimeno e de desigualdade de renda enre 1992, 1998 e O arigo ambém decompõe as variações do Gini. A pobreza rural caiu 16 ponos percenuais nese período. Diferenemene do país como um odo, a queda na pobreza rural enre 1998 e 2005 não foi explicada apenas pela queda na desigualdade. O crescimeno da renda explicou 43% dese declínio, e eve como principal fone o crescimeno de previdência e pensões. A queda na desigualdade nese segundo período eve como origem a desconcenração dos rendimenos do rabalho e de ouras fones de renda, uma caegoria residual que inclui o Bolsa Família. Dado um limie às ransferências de renda, o crescimeno econômico pró-pobre orna-se necessário para a coninuidade da queda simulânea da pobreza e da desigualdade nas áreas rurais. Absrac This aricle decomposes changes in rural povery ino growh and income inequaliy componens for 1992, 1998 and The aricle also decomposes changes in he Gini. Rural povery fell by 16 percenage poins in his period. Unlie for he counry as a whole, he povery decline beween 1998 and 2005 was no solely due o a reducion in inequaliy. Income growh explained 43% of he decline, and was largely aribuable o growh in social securiy ransfers. The reducion in income inequaliy in was due o a decline in he inequaliy of earned income and of oher sources of income. This residual caegory includes condiional cash ransfers via he Bolsa Familia program. Given consrains on ransfers, pro-poor growh in earnings is liely o be necessary for rural povery and inequaliy o coninue o decline in andem. Palavras-chave: pobreza, desigualdade, Brasil rural JEL: O18, R11, I32 1. Inrodução Enre 1998 e 2005 a desigualdade no Brasil medida pelo índice de Gini apresenou uma queda superior a 5%, enquano que a diminuição na proporção de pobres chegou a 4,8 ponos 1 Trabalho apresenado no 47 O Congresso da SOBER, Poro Alegre, Brasil, de julho, 2009.

2 percenuais. 2 Considerando que a renda domiciliar per capia caiu 0,7% na comparação enre os dois anos, a queda na pobreza pode ser aribuída inegralmene à redução da desigualdade. Eses resulados vão ao enconro dos faos esilizados já esabelecidos pela lieraura sobre o ema nos úlimos anos. A recene queda na desigualdade de renda no Brasil em sido amplamene documenada e analisada, sendo a compilação de esudos organizada por Barros, Foguel e Ulyssea (2006) e os rabalhos de Soares (2006) e Hoffmann (2006) referências imporanes. No presene arigo, emos o objeivo de complemenar eses esudos ao analisar as variações recenes da renda, da pobreza e da desigualdade no Brasil a parir de um foco específico sobre as áreas rurais. A primeira moivação para ano consise no amanho e na composição da população rural: eram cerca de 27,5 milhões de brasileiros em 2005, sem conar os residenes da região Nore, 46% dese oal composo por pessoas pobres, aproximadamene o dobro da proporção de pobres enconrada para o Brasil como um odo. Nauralmene esa população consiui-se em grande medida foco prioriário de políicas públicas, não apenas pelas condições de baixa renda como ambém pela deficiência na ofera de serviços básicos e de infra-esruura. Em segundo lugar, mosramos que a dinâmica da queda da pobreza e da desigualdade nas áreas rurais em sido disina daquela enconrada para o país como um odo: enre 1998 e 2005 a renda domiciliar per capia rural aumenou 9,8%, enquano que o índice de Gini caiu 8,1%, passando de 0,55 para 0,50. A diminuição na proporção de pobres chegou a 9,7 ponos percenuais, algo explicado ano pela queda na desigualdade de renda, como ambém pelo crescimeno da renda. Hoffmann e Kageyama (2006), com base nas PNADs de 1992 a 2004, apresenam as rajeórias para o índice de Gini e para a renda domiciliar per capia para o Brasil como um odo, e separadamene para áreas urbanas e rurais. Os auores mosram que ocorreu um crescimeno relaivamene mais fore da renda em áreas rurais, assim como uma queda mais acenuada da desigualdade. Quando uilizam as curvas de crescimeno proposas por Son (2004) mosram, em paricular para o período enre 1998 e 2004, que houve um crescimeno pró-pobre nas áreas rurais, o mesmo não ocorrendo nas áreas urbanas, onde a renda média chegou a cair mais de 9%. Os auores, conudo, não chegam a apresenar as diferenças enre as rajeórias da pobreza rural e urbana, ou a idenificar as fones do crescimeno da renda domiciliar per capia no período. Rocha (2006), por ouro lado, concenra-se sobre as rajeórias da pobreza e da indigência no Brasil enre 1992 e 2004, analisando separadamene as áreas rurais, urbanas e meropolianas. Uilizando ambém a PNAD, a auora mosra que ao longo do período a queda ano na pobreza como na indigência foi relaivamene mais acenuada nas áreas rurais. As mudanças de composição da renda familiar e os indicadores de mercado de rabalho, conudo, são analisados para o conjuno de odas as famílias brasileiras. Nese arigo, em primeiro lugar, apresenamos com base nos dados da PNAD para os anos de 1992, 1998 e 2005, as variações da renda, da pobreza e da desigualdade separadamene para as áreas rurais e para o país como um odo. Seguimos enão a meodologia de Da e Ravallion (1992) de decomposição conrafacual das medidas de pobreza enre crescimeno e desigualdade, quanificando a imporância relaiva de cada um deses componenes para a queda na proporção de pobres nas áreas rurais enre 1992 e 1998 e enre 1998 e Analisamos ambém o crescimeno da renda rural com base na separação da renda domiciliar per capia enre (i) renda do rabalho, (ii) previdência e pensões, (iii) aluguel e doações, e (iv) 2 Ao longo dese arigo as análises empíricas, ano para o Brasil como um odo, como para o Brasil rural, excluem os esados da região Nore. Esa exclusão é necessária uma vez que a PNAD, base de dados uilizada nese rabalho, passou a considerar as áreas rurais da região Nore apenas a parir de

3 ouras rendas, onde se incluem as ransferências de renda provenienes de programas sociais como o Bolsa Família. Mosramos que enquano o crescimeno da renda no primeiro período é explicado principalmene pelo crescimeno dos rendimenos do rabalho e de previdência, no segundo período as fones de crescimeno são exclusivamene previdência e a caegoria ouras rendas. Por fim, com base em um exercício de decomposição da variação do índice de Gini, enre concenração e paricipação de cada um dos componenes da renda, analisamos as razões para a queda na desigualdade enre 1998 e Mosramos o papel fundamenal da desconcenração da renda do rabalho, e da desconcenração e aumeno da paricipação de ouras rendas, onde se revela o avanço de programas como o Bolsa-Família. Ese arigo esá organizado da seguine forma. Na próxima seção descrevemos as variáveis uilizadas e apresenamos as écnicas de decomposição empregadas. Os resulados empíricos são apresenados na erceira seção, junamene com eses de robusez que invesigam a comparabilidade enre as definições de áreas rurais uilizadas pela PNAD anes e depois do Censo de A úlima seção raz os comenários finais do rabalho. 2. Meodologia: consrução das variáveis e decomposições 2.1 Dados e definições gerais A base de dados uilizada nese rabalho foi a Pesquisa Nacional por Amosra de Domicílios (PNAD), do Insiuo Brasileiro de Geografia e Esaísica (IBGE), relaiva aos anos de 1992, 1998 e O ano de 1992 foi escolhido como base por ser o primeiro da série da PNAD a parir do censo de Fazemos uma ressalva, conudo, para o fao de ser um ano aípico na série do índice de Gini para o Brasil como um odo, aponando uma desigualdade paricularmene mais baixa que a endência dos anos Para o caso rural, no enano, o ano aípico para a série do Gini foi 1993, um pono desacadamene mais alo com relação à endência, que vola em 1995 ao mesmo nível de Nese caso, a escolha de 1992 como o ano base não compromee a análise para as áreas rurais, o principal foco dese arigo. Como mosramos abaixo, mesmo se uilizássemos 1993 como referência para o Brasil como um odo, a conclusão de que o crescimeno da renda foi o único responsável pela redução da pobreza no país nese primeiro período permanece válida. O ano de 1998 foi escolhido por ser o úlimo da década anes da maxidesvalorização do câmbio de 1999, fao que impacou direamene a produção agrícola brasileira e o seor exporador. O ano de 2005 foi escolhido como pono final da análise devido aos impacos fores do boom dos preços das commodiies sobre o seor agrícola iniciado a parir de 2006, e que caraceriza o começo de um ciclo econômico disino para as áreas rurais. Além disso, o ano de 2005 orna os resulados dese arigo mais comparáveis aos da lieraura exisene, como é o caso das análises em Barros, Foguel e Ulyssea (2006), que consideram 2004 como úlimo ano. Formaados: Marcadores e numeração Uilizou-se nese arigo a definição oficial de áreas rurais do IBGE, que reflee a legislação vigene na época de cada Censo Demográfico e é amplamene uilizada na lieraura. A mudança na classificação de áreas consideradas rurais a parir do Censo de 2000 pode er inroduzido dificuldades na comparação das PNADs de 2001 em diane com as PNADs da década de novena. De modo a avaliar a imporância empírica desa mudança, fez-se um ese de robusez comparando os resulados com base na definição oficial de rural com resulados que usaram uma definição mais resria das áreas rurais. Excluíram-se das áreas rurais oficiais os seores censiários definidos como exensão urbana ou aglomerado rural. Resaram os seores censiários definidos como rural - exclusive os aglomerados rurais, o que chamamos de áreas exclusivamene rurais. A hipóese por rás desa análise é que as áreas exclusivamene rurais foram menos propensas a se ornar áreas urbanas a parir do Censo de 3

4 2000. Nese caso, os problemas de comparação enre as PNADs anes e depois desa daa seriam minimizados. Uilizou-se a renda domiciliar per capia dos indivíduos como base para a consrução das medidas de renda, pobreza e desigualdade. 3 Para a análise das variações da renda e da desigualdade, dividiu-se a renda domiciliar per capia em quaro componenes: (i) renda proveniene do rabalho, onde foi considerado o rendimeno mensal do rabalho principal e dos demais rabalhos; (ii) renda proveniene de previdência e pensões, que compreende os rendimenos de aposenadoria, pensão, ouras aposenadorias, ouras pensões e abono de permanência; (iii) renda de aluguéis e doações; e (iv) ouras rendas, onde se incluem juros, dividendos e renda proveniene de programas sociais, como o Bolsa Família. Infelizmene, anes de 2007 a PNAD não permiia a aberura desa caegoria residual. A linha de pobreza uilizada corresponde a meio salário mínimo de agoso de Tano a linha de pobreza como a renda domiciliar per capia foram converidas em valores consanes de seembro de 2005, uilizando como deflaor o INPC do IBGE. 5 Todos os cálculos dese arigo, ano para Brasil, como para o Brasil rural, foram elaborados excluindo-se a região Nore. As medidas de pobreza e desigualdade foram calculadas com base na meodologia empregada por Hoffmann (1998) e Da e Ravallion (1992) e serão apresenadas a seguir. 2.2 Meodologia de decomposição da variação da pobreza a parir de variações de renda e desigualdade Formaados: Marcadores e numeração Na seção 3.2 empregamos a meodologia de Da e Ravallion (1992) de decomposição de variações da pobreza, enre dois ou mais ponos no empo, em dois componenes: variações (i) na renda e (ii) na disribuição da renda. Como base para a decomposição os auores se concenram em medidas de pobreza compleamene caracerizadas a parir de uma linha de pobreza, da renda média da disribuição e da curva de Lorenz, que represena a esruura da desigualdade. Apresenando a noação, seja uma medida de pobreza P al que P P( z / µ, L ) =, onde z é a linha de pobreza, µ é a renda média no ano, e L é um veor de parâmeros caracerizando a curva de Lorenz em. A parir desa formulação emos que o nível de pobreza pode variar como resulado de uma mudança na renda média relaiva à linha de pobreza ou nos parâmeros em L. Podemos definir enão (i) o componene de crescimeno como a variação da pobreza resulane de uma variação na renda média manendo-se a curva de Lorenz fixa em deerminado nível L ; (ii) o componene da desigualdade definido como a mudança na pobreza resulane de deslocamenos da curva de Lorenz manendo-se a renda média da disribuição fixa em µ. Formalmene a mudança na medida de pobreza enre e +n pode ser descria por: 3 Uilizou-se como ponderador o faor de expansão para cada domicílio, compuado pelo IBGE. Para o ano de 1992, considerou-se a reponderação dos pesos de acordo com a conagem populacional de 1996 e divulgada poseriormene na PNAD. Foram considerados apenas os domicílios pariculares permanenes, excluindo-se as observações relaivas a domicílios coleivos. Com o objeivo de eviar a dupla conagem de rendas denro do domicílio foram excluídas da amosra as pessoas com as seguines condições de relação com o responsável pela família: pensionisas, empregado(a) domésico(a) e respecivos parenes. 4 O salário mínimo de agoso de 2000 foi R$ 151, o que leva a uma linha de pobreza de R$ 75,50. Quando converido em valores de seembro de 2005 resulou em uma linha de pobreza de R$ 117,19. 5 No cálculo do deflaor uilizamos a meodologia sugerida por Corseuil e Foguel (2002) para ajusar os valores do INPC. 4

5 (, + n; r) + D(, + n; r) + R(, + n r) P + n P = G ; (1) Onde R é resíduo, r explicia o ano de referência usado para a decomposição, e os componenes de crescimeno (G) e desigualdade (D) são dados por: (, n; r) P( z / µ, L ) P( z / µ L ) G + +, (2) n (, n; r) P( z / µ, L ) P( z / µ L ) n D + +, (3) O resíduo R exisirá quando a medida de pobreza não for separável adiivamene enre µ e L, ou seja, sempre que os efeios marginais sobre a pobreza de mudanças na média (na curva de Lorenz) dependerem do formao da curva de Lorenz (da média da disribuição). 6 A decomposição pode ser empiricamene implemenada a parir de microdados sobre a disribuição da renda em dois ou mais períodos. A forma funcional de P ( z / µ, L ) pode ser derivada a parir de ipos disinos de medidas de pobreza e de curvas de Lorenz paramerizadas. Quano à medida de pobreza, uiliza-se o índice P 0, de Foser, Greer e Thorbece (1984). A medida P 0 simplesmene indica a proporção de pessoas com renda per capia domiciliar inferior a z. 7 Uilizaremos como especificação para a paramerização da curva de Lorenz o modelo quadráico geral de Villasenor e Arnold (1989). Segundo Da e Ravallion ese modelo é compuacionalmene mais simples e gera formas explícias para odas as medidas de pobreza. A curva de Lorenz a ser esimada com base no modelo quadráico pode ser descria por: i i 2 i L (1 L ) = a( p L ) + bl ( p 1) + c( p L ) + ε i i i i i i (4) Onde L é o percenual acumulado da renda, p é o percenual acumulado da população, a, b e c são os parâmeros a serem esimados por Mínimos Quadrados Ordinários, e ε é um erro aleaório. A parir dos coeficienes enconrados com base no modelo quadráico podemos chegar enão aos valores esimados para P 0 aravés da equação: 1 z n + r( b + 2 ) b + 2m µ = 2 P z µ m (5) Onde m = b 2-4ª, n = 2be-4c, e = -(a+b+c+1), r = (n 2-4me 2 ) 1/2, z é a linha de pobreza e µ é a renda média. 6 Diferenemene de ouras écnicas de decomposição que enam alocar o resíduo denro de um deses componenes, acrediamos que um mério da abordagem de Da e Ravallion (1992) consise em expliciar o componene de resíduo, eviando a falsa impressão de que a decomposição é exaa. Em nossos cálculos o componene de resíduo permaneceu negligenciável. 7 P 0 é um caso paricular das medidas de pobreza de Foser-Greer-Thorbece (FGT). Também implemenamos a decomposição P 1 e P 2 (hiao de pobreza e hiao de pobreza ao quadrado). Os resulados são disponibilizados pelos auores. 5

6 2.3 Decomposição do Gini enre concenração e paricipação Na seção 3.4 analisamos as variações da desigualdade nas áreas rurais a parir de uma meodologia de decomposição do índice de Gini que o pariciona em (i) coeficienes de concenração, aplicados às caegorias de renda mencionadas na seção 2.1 e (ii) suas respecivas paricipações na renda domiciliar per capia. O coeficiene de concenração mede o grau de concenração de uma dada fone de renda. Quando ele é menor que o Gini, implica que aquela fone de renda é disribuída de forma menos desigual que a renda oal. Formaados: Marcadores e numeração Para a derivação dos coeficienes de concenração, pare-se da definição da renda domiciliar per capia y i do i-ésimo indivíduo da população de amanho n como a soma de seus componenes, y =. Seja i o raning da renda y i, i.e., y1 y2... yn. O coeficiene i y i de concenração c para uma deerminada caegoria de renda pode ser derivado a parir de: c 2 = cov( yi, i), onde µ é a média de y i. (6) nµ Definindo por s a paricipação do componene na renda domiciliar per capia, chega-se à fórmula para o índice de Gini aplicada a um deerminado período : 8 = Gini c, s, A equação (7) diz que a soma dos índices de concenração dos componenes da renda, ponderada pelas suas respecivas paricipações na renda oal, equivale ao índice de Gini. Desa equação chega-se a uma fórmula de decomposição da variação do índice de Gini enre dois anos, e +n, a parir das variações da concenração e da paricipação de cada uma das caegorias da renda: Gini = c s + s ( c G ) (8) Onde s e c são respecivamene médias da paricipação e da concenração do componene nos dois períodos, e G é o índice de Gini médio. O primeiro ermo do somaório corresponde à variação da desigualdade advinda de mudanças na concenração dos componenes, manendo-se a composição da renda consane em s ; analogamene, o segundo ermo equivale à variação da desigualdade devida às mudanças de composição da renda, manendo-se as concenrações consanes em c. Como a soma das mudanças nas paricipações é zero, a subração do Gini médio não afea a equação (8), embora nos permia idenificar o impaco individual de cada componene da renda a parir da soma do primeiro e do segundo ermo da equação para cada. O segundo ermo, relacionado a mudanças nas paricipações, aumena o índice de Gini se o coeficiene médio de concenração é maior que o Gini médio, diminuindo o índice caso conrário. (7) 3. Resulados empíricos 3.1 Faos esilizados e comparações enre Brasil e Brasil rural Formaados: Marcadores e numeração 8 Ver Shorrocs (1982) e Pya e al. (1980) como referências eóricas e Hoffmann (2003) para uma aplicação ao caso brasileiro. 6

7 A proporção de pobres no Brasil diminuiu em 11 ponos percenuais enre 1992 e 2005 (de 33% para 22%). A Tabela 1 mosra que houve uma queda de 6 ponos percenuais com respeio ao período enre 1992 e 1998, e de 5 ponos enre 1998 e Por rás da queda na pobreza nos dois períodos, enconram-se endências disinas de variação de renda e desigualdade. No primeiro período, a queda na proporção de pobres pode ser aribuída inegralmene a um crescimeno na renda domiciliar per capia de 30%, cujo impaco sobre a pobreza apenas não foi maior devido a um aumeno ambém na desigualdade. 9 No segundo período esas endências são inveridas. A renda cai levemene enre 1998 e 2005, enquano que o índice de Gini diminui em 5,1%. A diminuição da pobreza no segundo período, porano, pode ser explicada oalmene pela queda na desigualdade. Ao nos concenrarmos sobre as áreas rurais, enconramos alguns resulados disinos. A Tabela 1 mosra que enre 1992 e 2005 a proporção de pobres diminui em 16 ponos percenuais (de 62% para 46%). Com respeio ao período enre 1992 e 1998 ocorre uma queda na pobreza semelhane à enconrada em nível nacional, de 6 ponos percenuais. Enre 1998 e 2005, conudo, a diminuição inensifica-se e chega a 9,7 ponos percenuais. Assim como em nível nacional, no período enre 1992 e 1998 a diminuição da pobreza rural é explicada inegralmene por um aumeno na renda domiciliar per capia média de 26%. O impaco do crescimeno da renda sobre a pobreza apenas não foi mais fore devido ao aumeno na desigualdade. Enre 1998 e 2005, por ouro lado, a queda acenuada na pobreza rural pode ser aribuída ano a um crescimeno de 9,8% na renda, movimeno oposo à diminuição observada para o país como um odo, como ambém a uma queda de 8,1% na desigualdade, diminuição relaivamene mais fore do que a enconrada em nível nacional. Tabela 1 Variações na Renda, Pobreza e Desigualdade: Brasil vs Brasil Rural Indicador Brasil Brasil Rural Variações Variações Renda Domiciliar per Capia a % -0.7% % 9.8% Índice de Gini a % -5.1% % -8.1% Proporção de Pobres b Fone: Microdados da PNAD, elaboração própria dos auores. Noas: (a) Variações em ermos percenuais; (b) variações em ponos percenuais; Região Nore excluída. As variações da desigualdade no Brasil rural podem ser analisadas com mais dealhes a parir das mudanças na paricipação de cada décimo da disribuição de renda. A Tabela 2 mosra que enre 1992 e 1998 os rês décimos mais pobres da disribuição rural aumenaram suas paricipações na renda oal. Por ouro lado, os décimos 8º e 10º aumenaram suas paricipações ainda mais. Esas mudanças provocaram aumeno moderado de 1,4% no índice de Gini. Enre 1998 e 2005, ano os décimos mais pobres como aqueles ao cenro da 9 O resulado de que variações de renda explicam oda a queda da pobreza para o Brasil como um odo não seria muio alerado se ao invés de 1992 o ano base uilizado fosse Nese caso, observaríamos um pequeno declínio do Gini enre 1993 e 1998 de 0,602 para 0,598, conforme a análise de Barros, Foguel e Ulyssea (2006, p.31). A queda no Gini conribuiria apenas marginalmene para a redução da pobreza nese período e o crescimeno da renda coninuaria explicando quase 100% desa diminuição. 7

8 disribuição de renda rural aumenaram suas paricipações. Ese avanço se deu em derimeno a uma queda acenuada na paricipação do décimo mais rico, queda mais fore que a enconrada em nível nacional. Tabela 2 Paricipações dos Décimos da Disribuição de Renda na Renda Toal Brasil Rural Brasil Décimo Paricipação de cada décimo (disribuição acumulada) Fone: Microdados da PNAD, elaboração própria dos auores. Noa: Região Nore excluída. Ganho ou perda de paricipação específico a cada décimo Paricipação de cada décimo (disribuição acumulada) Ganho ou perda de paricipação específico a cada décimo 3.2 Decomposição da variação na pobreza rural a parir de variações de renda e desigualdade Formaados: Marcadores e numeração Com base na meodologia de decomposição de Da e Ravallion (1992), quanifica-se a imporância das variações da renda e da desigualdade para a explicação da queda na pobreza rural nos dois períodos analisados. Os resulados da esimação dos parâmeros da curva de Lorenz para os anos de 1992, 1998 e 2005 seguem no Anexo 1. Noe-se que odos os coeficienes são significaivos em 1% e que os coeficienes de explicação R 2 nas rês regressões siuaram-se enre 0,99 e 1,00, valores não incomuns para esa forma funcional. Com o objeivo de decompor a queda na pobreza enre 1992 e 1998, em primeiro lugar, manivemos a disribuição do ano de 1992 consane e calculamos conrafacualmene o impaco da variação da renda domiciliar per capia sobre a pobreza. Verificamos na Tabela 3 que o crescimeno da renda, dada a desigualdade consane, eria sido responsável por uma queda de 9,25 ponos percenuais na proporção de pobres. Em exercício análogo, manendose o nível da renda consane, esimamos que a mudança na disribuição da renda enre os dois anos eria levado a um aumeno na proporção de pobres de 2,5 ponos percenuais. Eses resulados mosram que o crescimeno da renda nas áreas rurais explicou inegralmene a queda na pobreza rural no período enre 1992 e Com relação ao período enre 1998 e 2005, esima-se uma queda na proporção de pobres nas áreas rurais de 9,32 ponos percenuais. Procedendo por analogia ao exercício anerior, verificamos que o crescimeno da renda, dada sua disribuição consane, eria sido responsável por uma queda de 3,99 ponos percenuais na proporção de pobres. Quando 10 Os resulados para o período 1992 e 1998 nas áreas rurais são basane semelhanes em direção e magniude aos enconrados para o Brasil como um odo. No caso do Brasil, o crescimeno da renda eria explicado 135% da queda na pobreza, e a mudança na disribuição de renda eria explicado -43%; caso fosse considerado o ano de 1993 como base, o crescimeno de renda eria explicado em orno de 100%, e o impaco da variação da desigualdade eria sido apenas residual. 8

9 manido fixo o nível de renda e alerada sua disribuição, verifica-se uma queda na proporção de pobres de 5,17 ponos percenuais. Temos enão que o crescimeno da renda explicou 43% da queda na pobreza rural enre 1998 e 2005, enquano que a conribuição da diminuição da desigualdade foi de 55%. 11 A diminuição na desigualdade, porano, eve um papel mais imporane no segundo período. Noe-se, no enano, que o crescimeno da renda ambém conribuiu significaivamene para isso, algo que não enconra paralelo em nível nacional. 12 Tabela 3 Decomposição da Variação na Pobreza Rural em Crescimeno e Desigualdade Variação oal esimada na proporção de pobres (em ponos percenuais) Conrafacual 1: Variação na Renda, Disribuição Fixa Conrafacual 2: Variação na Disribuição, Renda Fixa Resíduo Período Explicação para a queda na pobreza 133% -36% 3% Período Explicação para a queda na pobreza 43% 55% 2% Fone: Microdados da PNAD, elaboração própria dos auores com base na meodologia de Da e Ravallion (1992). Noa: Região Nore excluída. 3.3 Explicando o crescimeno da renda rural a parir de seus principais componenes Com a finalidade de idenificar a origem do crescimeno da renda nas áreas rurais enre 1992 e 1998 e enre 1998 e 2005, analisamos as variações da renda domiciliar per capia a parir de cada um dos quaro componenes: (i) a rendimeno proveniene do rabalho, (ii) previdência e pensões, (iii) aluguel e doações, e (iv) ouras rendas. Formaados: Marcadores e numeração A Tabela 4 mosra que o aumeno de 26% da renda nas áreas rurais enre 1992 e 1998 é aribuído principalmene ao crescimeno dos rendimenos do rabalho, seguido pelo aumeno da renda proveniene de previdência e pensões. Esas duas fones explicam, respecivamene, 69% e 27% do crescimeno da renda per capia. Nese primeiro período, o componene de ouras rendas conribuiu marginalmene para a diminuição da renda domiciliar per capia. O crescimeno de 10% da renda domiciliar per capia no segundo período ocorreu em bases disinas. Por um lado, os rendimenos do rabalho permaneceram esáveis. Por ouro, a paricipação de previdência e pensões aumenou novamene e passou a explicar pare imporane do crescimeno da renda domiciliar per capia, o mesmo ocorrendo com o componene de ouras rendas. Evidências indicam que no período enre 1998 e 2005 a esabilidade da renda do rabalho refleiu uma recuperação da renda de aividades agrícolas, que funcionou nas áreas rurais como um conrapono à queda na renda de aividades não-agrícolas. Ese conrapono não 11 Noe a parir da coluna de resíduos da Tabela 3 que os componenes de crescimeno e desigualdade explicam quase a oalidade da variação da pobreza (enre 97% e 98%), resringindo a magniude do resíduo a 2% e 3%. 12 Vimos na Tabela 1 que em nível nacional a variação da renda enre 1998 e 2005 foi negaiva, o que conribuiu para aumenar a proporção de pobres no Brasil. Nese caso, oda a queda da pobreza observada no período pôde ser inegralmene aribuída à redução da desigualdade, algo já documenado em ouros esudos (ver Barros, Foguel e Ulyssea, 2006). A decomposição de Da e Ravallion para o Brasil indica que a queda na desigualdade explica 105% da queda na pobreza, e a mudança na renda explica -5%. 9

10 ocorreu para o país como um odo devido à pequena paricipação da renda de aividades agrícolas no rendimeno domiciliar per capia médio brasileiro. 13 Tabela 4 Variação da Renda Domiciliar per Capia nas Áreas Rurais por Tipo de Renda Variação em Variação em ermos absoluos Variação (%) ermos absoluos Variação (%) Renda Toal - Renda Domiciliar per Capia 145,9 183,1 201,1 37,2 26% 17,97 10% Renda do Trabalho - Média 118,7 144,3 144,1 25,6 22% -0,28 0% - Paricipação no oal 0,81 0,79 0,72-0,03-3% -0,07-9% - Conribuição para a Variação na Renda (%) 69% -2% Renda de Previdência - Média 23,2 33,3 45,7 10,1 43% 12,47 37% - Paricipação no oal 0,16 0,18 0,23 0,02 14% 0,05 25% - Conribuição para a Variação na Renda (%) 27% 69% Aluguéis e doações - Média 1,29 3,71 2,60 2,42 187% -1,12-30% - Paricipação no oal 0,01 0,02 0,01 0,01 128% -0,01-36% - Conribuição para a Variação na Renda (%) 6% -6% Ouras Rendas - Média 2,68 1,81 8,71-0,9-32% 6,90 382% - Paricipação no oal 0,02 0,01 0,04-0,01-46% 0,03 338% - Conribuição para a Variação na Renda (%) -2% 38% Fone: Microdados da PNAD, elaboração própria dos auores. Noa: Região Nore excluída De acordo com Ferreira e Souza (2007), que esudam o papel das aposenadorias e pensões na concenração de renda nas áreas rurais enre 1981 e 2003, a paricipação percenual deses componenes na renda domiciliar per capia no Brasil duplicou enre 1988 e 1998, passando de 8,1% para 16,7%. No Brasil rural a paricipação riplicou no período, passando de 5,9% a 17,8%, e coninuando uma rajeória de crescimeno enre 1999 e Observando a série consruída pelos auores, o pono de inflexão esá na virada dos anos 1980 para os 1990, quando a paricipação dese componene aumenou em 40% no Brasil e duplicou nas áreas rurais. Um segundo pono de inflexão, ano para o Brasil como para o Brasil rural, ocorreu a parir de , quando a paricipação inicia uma endência de crescimeno, após relaiva esabilidade enre 1992 e O fore aumeno da paricipação de previdência e pensões na renda em áreas rurais no início dos anos 1990 pode ser aribuído a mudanças insiucionais presenes na Consiuição de 1988 e nas Leis (Plano de Cuseio) e (Planos de Benefícios) de Exinguiuse o raameno separado dado ao seor rural na previdência social, com a inclusão dos rabalhadores rurais e dos segurados em regime de produção familiar no plano de benefícios normal do Regime Geral de Previdência Social. Esas mudanças implicaram na equiparação do piso dos benefícios em um salário mínimo (o piso rural anerior era de meio salário 13 No país como um odo, a queda na renda apenas não foi mais acenuada devido ao aumeno dos componenes de previdência e pensões, e de ouras rendas. Nas áreas rurais, o desempenho deses componenes somou-se ao crescimeno da renda de aividades agrícolas, proporcionando assim um aumeno da renda domiciliar per capia. 10

11 mínimo) e no acesso de mulheres à aposenadoria independenemene do acesso do cônjuge. Também, reduziram-se as idades de acesso à aposenadoria, de 60 para 55 anos para mulheres, e de 65 para 60 anos, no caso dos homens. 14 Esas mudanças, porano, proporcionaram o aumeno do número de beneficiários no inicio dos anos 1990, e no valor dos benefícios, e esão por rás da fore expansão da paricipação deses componenes na renda rural nese período. Por ouro lado, o conínuo aumeno real do valor do salário mínimo, que indexa a maioria dos benefícios previdenciários rurais, explica em grande medida a coninuidade do crescimeno da paricipação desa fone de renda na composição da renda domiciliar per capia nas áreas rurais nos anos O aumeno da paricipação do componene de ouras rendas na renda domiciliar per capia é algo recene e de paricular imporância para as áreas rurais. Em 1992 cerca de 2,4 milhões de brasileiros em áreas rurais viviam em domicílios recepores de alguma das rendas incluídas nesa caegoria, o que equivalia a 7,9% da população rural. Em 1998 eses números haviam recuado respecivamene para 1,3 milhões de pessoas, ou apenas 4,1% da população rural, proporção ligeiramene inferior à enconrada no país como um odo naquele ano, de 4,6%. Em 2005, no enano, o número de brasileiros vivendo em domicílios recebendo algum ipo deses rendimenos nas áreas rurais havia aumenado significaivamene para 11,4 milhões, o que represenava 41,3% da população rural, proporção significaivamene superior à enconrada em nível nacional naquele ano, de 20,6%. Na Tabela 5 mosramos que o aumeno da paricipação do componene de ouras rendas nas áreas rurais ocorreu principalmene enre 1998 e Resringindo o nosso foco à meade mais pobre da população rural, vemos que em 1998 somene 3,6% das pessoas dese grupo viviam em domicílios recepores de ouras rendas, enquano que em 2005 esa proporção havia aumenado para 58,1%. Ese aumeno dramáico pode ser em grande medida aribuído à expansão de programas sociais de ransferência de renda como o Bolsa-Família, uma vez que denre os ipos de rendimenos incluídos no componene de ouras rendas nenhum é ão focalizado sobre os décimos mais pobres da população. Além disso, noa-se que o valor médio de ouras rendas em 2005, reporado na úlima coluna é consisene com os valores ransferidos pelo Bolsa Família. Enre os domicílios que recebiam ouras rendas, e resringindo o foco à meade mais pobre da população rural, observa-se que o valor per capia de ouras rendas esava em orno de 14,2 reais, o que significava uma ransferência de R$57 para um domicílio com quaro pessoas. Ese valor é consisene com o limie que exisia na época de R$95 por família. 15 A penúlima coluna da abela sugere que os programas de ransferências de renda ainda podem ser aperfeiçoados com relação à coberura e focalização. Por um lado, pouco mais de 40% da meade mais pobre da população vivem em domicílios que não recebem ransferências. Por ouro lado, o aumeno significaivo de domicílios recebendo ouras rendas no sexo a nono décimos da disribuição de renda rural em 2005 sugere a possibilidade de vazameno de ransferências para domicílios não-pobres. 14 Para mais dealhes ver Belrão e al. (2000) e Schwarzer (2000). 15 Para uma análise da expansão do programa Bolsa-Família no Brasil como um odo, ver Soares e al. (2006) e Barros e al. (2006). 11

12 Tabela 5 Percenual de Pessoas Recebendo Algum Tipo de Rendimeno Incluído em Ouras Rendas Áreas Rurais, por Décimo da Disribuição Percenual da Valor médio de população com ouras ouras rendas a rendas Percenual da Valor médio de população com ouras ouras rendas a rendas Percenual da Valor médio de população com ouras ouras rendas a rendas Décimo 1 2,7% 3,1 3,1% 15,2 66,1% 11,4 2 2,0% 5,4 3,9% 16,9 62,2% 13,5 3 4,2% 4,8 4,5% 22,4 59,7% 14,6 4 4,0% 12,8 3,8% 24,1 48,4% 15,9 5 5,3% 5,1 3,0% 28,4 54,0% 15,8 6 5,7% 13,6 2,1% 20,3 38,1% 19,9 7 8,4% 8,1 2,6% 26,6 30,4% 22,7 8 10,8% 11,8 3,7% 30,1 26,9% 30,8 9 14,7% 21,0 5,1% 31,6 14,6% 50, ,7% 92,1 9,3% 112,9 11,8% 137,2 Fone: Microdados da PNAD, elaboração própria dos auores. Noa: (a) Valores em R$ de dezembro de 2005, média incluindo apenas os domicílios que receberam ouras rendas. Região Nore excluída. 3.4 A queda na desigualdade rural: decomposição do Gini Com a finalidade de compreender melhor a queda acenuada da desigualdade nas áreas rurais enre 1998 e 2005 decompõem-se as variações do índice de Gini a parir de variações na concenração e na paricipação de cada um dos quaro componenes de renda. Complemenando a apresenação das variações na paricipação de cada um dos componenes de renda, a Tabela 6 raz a seguir a variação de seus respecivos índices de concenração e a conribuição de cada componene para o índice de Gini rural. Formaados: Marcadores e numeração Enre 1992 e 1998 a desigualdade nas áreas rurais variou relaivamene pouco, algo explicado pela variabilidade ambém limiada dos índices de concenração dos componenes mais imporanes da renda.. Enre 1998 e 2005 as variações dos coeficienes de concenração foram deerminanes para a queda na desigualdade rural. O índice de concenração dos rendimenos do rabalho diminuiu em 6,6%. Houve uma queda ainda mais fore na concenração do componene de ouras rendas, cujo índice variou de 0,57 em 1998 para 0,08 em 2005, o que revela o impaco progressivo de programas sociais sobre os exraos mais pobres da população. Na direção conrária deses movimenos, houve um aumeno ano na paricipação como na concenração de aposenadorias e pensões, o único componene de renda pressionando por mais desigualdade nas áreas rurais. 12

13 Tabela 6 Componenes da Renda Domiciliar per Capia e suas Conribuições para a Desigualdade Rural Variação Índice de Gini 0,541 0,549 0,504 1,4% -8,1% Renda do Trabalho Índice de Concenração a 0,532 0,543 0,507 2,1% -6,6% Paricipação do componene na renda domiciliar per capia (%) b 81% 79% 72% -0,03-0,07 Conribuição para o Índice de Gini (%) b 80% 78% 72% Renda de Previdência e Pensões Índice de Concenração a 0,560 0,564 0,571 0,5% 1,2% Paricipação do componene na renda domiciliar per capia (%) b 16% 18% 23% 0,02 0,05 Conribuição para o Índice de Gini (%) b 16% 19% 26% Aluguéis e Doações Índice de Concenração a 0,501 0,642 0,592 28,2% -7,8% Paricipação do componene na renda domiciliar per capia (%) b 1% 2% 1% 0,01-0,01 Conribuição para o Índice de Gini (%) b 1% 2% 2% Ouras Rendas Índice de Concenração a 0,816 0,565 0,083-30,8% -85,3% Paricipação do componene na renda domiciliar per capia (%) b 2% 1% 4% -0,01 0,03 Conribuição para o Índice de Gini (%) b 3% 1% 1% Fone: Microdados da PNAD, elaboração própria dos auores. Noa: (a) variação percenual; (b) variação em ponos percenuais. Região Nore excluída. Com o objeivo de quanificar o impaco desas variações sobre a desigualdade, procedeu-se com a decomposição das variações do índice de Gini como descria na Seção 2. Os resulados seguem na Tabela 7 abaixo. Tabela 7 Decomposição da Variação do Índice de Gini das Áreas Rurais enre Concenração e Paricipação, por Componene da Renda Período Período Componenes da Renda S C ( C G) S Paricipação no aumeno do Gini S C ( C G) S Paricipação na queda do Gini Renda do Trabalho 0,009 0, % -0,027 0,000 60% Renda de Previdência e Pensões 0,001 0,000 12% 0,001 0,002-7% Aluguel e Doações 0,002 0,000 31% -0,001-0,001 3% Ouras Rendas -0,004-0,001-63% -0,013-0,007 44% Toais 0,008 0,000-0,039-0,005 Variação do Gini 0,008-0,045 Fone: Microdados da PNAD, elaboração própria dos auores. Noa: Região Nore excluída 13

14 Enre 1992 e 1998 houve em ermos absoluos um aumeno modeso no índice de Gini de nas áreas rurais. Grande pare desa variação esá associada ao aumeno da concenração da renda do rabalho, efeio ese conrabalançado apenas pela queda na concenração de ouras rendas. O efeio líquido das mudanças nas paricipações dos componenes da renda domiciliar per capia não eve qualquer impaco na variação do índice de Gini. Com relação ao período enre 1998 e 2005, houve em ermos absoluos uma queda no índice de Gini de 0,045 nas áreas rurais. Os resulados da decomposição mosram que 60% desa variação esão associados à queda na concenração da renda do rabalho. Imporane observar ambém a conribuição da diminuição acenuada da concenração do componene de ouras rendas, assim como da expansão de sua paricipação na renda domiciliar per capia para a diminuição da desigualdade. Eses dois movimenos, em grande medida associados à expansão de programas de ransferência condicionada de renda no Brasil, explicam 44% da queda no índice de Gini nas áreas rurais enre 1998 e A Tabela 7 ambém deixa claro o viés regressivo do componene de previdência e pensões nese segundo período. Ineressane noar que a queda da desigualdade nese segundo período foi explicada em grande medida pela diminuição dos índices de concenração. Enquano que a mudança de composição da renda domiciliar per capia conribuiu para cerca de 12% da queda do índice de Gini, a diminuição da concenração dos componenes explicou 88%. Embora necessiemos de cauela com respeio às diferenças de meodologia, é ineressane comparar eses resulados com aqueles enconrados por ouros esudos aplicados ao país como um odo. Soares e al. (2006), uilizando como anos de referência 1995 e 2004, esimam que os componenes que fazem pare do que classificamos como ouras rendas explicaram conjunamene 31% da queda na desigualdade, enquano que a renda do rabalho explicou 85%. Hoffmann (2006) mosra que os mesmos componenes de ouras rendas explicaram aproximadamene 25% da queda do índice de Gini enre 1997 e 2004, enquano que o componene de renda do rabalho conribuiu com aproximadamene 78%. Nossas esimaivas para Brasil como um odo ambém sugerem que ouras rendas explicaram em orno de 25% da queda. Nas áreas rurais, enconramos que o componene da renda do rabalho conribuiu com 60% da queda do índice de Gini enre 1998 e 2005, enquano que o componene de ouras rendas conribuiu com 44% para esa queda superior, porano, à conribuição dese componene em nível nacional. Acrediamos que os programas de ransferência de renda iveram um impaco relaivamene maior nas áreas rurais, dado o nível de renda menor quando comparado ao das áreas urbanas do país. Como resulado, a percenagem de famílias beneficiadas e a imporância relaiva das ransferências foram maiores. Análise de robusez Como descrio na seção 2.1, a PNAD 2005 uilizou como definição oficial das áreas rurais criérios adminisraivos dos municípios brasileiros aualizados pelo IBGE no Censo Demográfico de As PNADs dos anos novena, por ouro lado, seguiram o Censo Demográfico de Ese fao poderia adicionar alguma imprecisão na comparação enre os indicadores rurais das PNADs de 1998 e 2005 uma vez que uma proporção das áreas consideradas rurais em 1998 pode er sido redefinida como áreas urbanas a parir de De fao, houve uma redução de quase 12% na população rural do Brasil (desconsiderando a 14

15 região Nore) enre 1998 e Uma grande pare desa queda provavelmene se deve a esa mudança de definição. Procederemos com uma análise de robusez dos resulados da seção 3 supondo que a aualização dos criérios municipais afeou apenas marginalmene a delimiação das áreas consideradas exclusivamene rurais, que represenaram cerca de 86% da população rural no ano A nossa hipóese é que as áreas rurais com código censiário de exensão urbana ou de aglomerado rural foram mais propensas a se ornarem áreas urbanas a parir do Censo de Logo, ao excluirmos esas áreas mais problemáicas, eliminamos a fone mais imporane de viés na comparação das PNADs dos anos novena com as PNADs dos anos Anes de apresenar os resulados do ese de robusez, mosramos no Gráfico 1 a seguir as séries emporais enre 1995 e 2005 das rês principais variáveis aqui uilizadas pobreza, desigualdade e renda nas áreas rurais com base na definição oficial de áreas rurais. Apesar da mudança meodológica, noa-se que as séries não revelam quaisquer sinais de quebra discrea enre 1999 e Isso significa que a população remanescene nas áreas rurais não era qualiaivamene ão disina da população rural excluída, ao menos não o suficiene para mudar o comporameno emporal das séries. Gráfico 1 Trajeórias da Renda, da Pobreza e da Desigualdade nas Áreas Rurais Pobreza Gini Renda 0.42 Renda em R$, 9/ Fone: Helfand e Del Grossi (2008). Noa: Inclui Tocanins, exclui demais esados da Região Nore A Tabela 8 compara os principais resulados da seção 3 calculados a parir das duas definições de áreas rurais. Em primeiro lugar, noa-se no painel (A) da abela que, enre 1998 e 2005, a renda domiciliar per capia aumenou um pouco mais nas áreas exclusivamene rurais (15,4%), a desigualdade caiu um pouco menos (-6,1%) e a pobreza diminuiu praicamene no mesmo rimo (em orno de 10 ponos percenuais). Como resulado, no painel (B) vê-se que o aumeno da renda eve um papel ainda mais imporane que a queda da desigualdade para a diminuição da pobreza nas áreas exclusivamene rurais. Ese resulado foralece a conclusão de que a experiência do Brasil rural no período enre 1998 e 2005 foi disina da experiência do Brasil como um odo. Nese, a redução da pobreza foi devida 16 Refere-se à variável V4105, código de siuação censiária, ipo 8 = Rural - zona rural exclusive aglomerado rural, no dicionário de variáveis de domicílios de PNAD

16 exclusivamene à queda na desigualdade. No Brasil rural oficial, o crescimeno de renda explicou 43% da queda na pobreza, enquano que nas áreas exclusivamene rurais ese número ficou em 60%. Tabela 8 Comparação enre Definição Oficial de Rural e Áreas Exclusivamene Rurais Definição Oficial de Áreas Rurais Áreas Exclusivamene Rurais (A) Indicadores básicos: variação em % e p.p. (Tabela 1): Renda Domiciliar per Capia a 26% 9,8% 20% 15,4% Índice de Gini a 1,4% -8,1% -0,9% -6,1% Proporção de Pobres b -0,06-0,097-0,05-0,106 (B) Conribuição para queda na pobreza (Tabela 3): Crescimeno da renda 133% 43% 116% 60% Diminuição da desigualdade -36% 55% -20% 37% Resíduo 3% 2% 4% 2% (C) Variação da renda média por componene (Tabela 4): Renda do Trabalho 22% 0% 15% 6% Previdência e Pensões 43% 37% 41% 41% Aluguéis e doações 187% -30% 195% -31% Ouras Rendas -32% 382% -33% 368% (D) Conribuição para a variação do Gini por componene (Tabela 7): Renda do Trabalho 120% 60% 67% 42% Previdência e Pensões 12% -7% -21% -7% Aluguéis e doações 31% 3% -58% 6% Ouras Rendas -63% 44% 111% 59% Fone: Microdados da PNAD, elaboração própria dos auores. Noas: (a) Variações em ermos percenuais; (b) variações em ponos percenuais; Região Nore excluída No painel (C) da Tabela 8 vê-se que o crescimeno relaivamene maior da renda nas áreas exclusivamene rurais enre 1998 e 2005, por sua vez, foi explicado principalmene por um aumeno de 6% na renda do rabalho. Aposenadorias e pensões ambém cresceram relaivamene mais nessas áreas. Já no painel (D) noa-se que 59% da queda na desigualdade nas áreas exclusivamene rurais foram explicados pelo componene de ouras rendas (via queda na concenração e aumeno na paricipação). Isso se compara a 44% no rural oficial, e 25% no Brasil. Mais uma vez as diferenças enre as endências para o Brasil como um odo e o Brasil rural ornam-se ainda mais marcanes quando nos concenramos nas áreas exclusivamene rurais. 4. Comenários Finais A queda recene na desigualdade de renda no Brasil não foi resria às áreas urbanas do país. Mosramos que a queda na desigualdade enre 1998 e 2005 foi mais acenuada nas áreas rurais. A renda média rural ambém cresceu mais do que a renda média urbana nese período. Como resulado, as áreas rurais conribuíram para a queda na desigualdade nacional ano pela diminuição na diferença de renda média enre as áreas urbanas e rurais, como pela queda mais acenuada da desigualdade denro das áreas rurais. A pobreza rural no Brasil ambém caiu de forma conínua e significaiva enre 1992 e Enquano a proporção de pobres no Brasil reduziu-se em 11 ponos percenuais nese período, 16

17 a queda nas áreas rurais foi de 16 ponos percenuais. Apesar disso, a incidência da pobreza rural coninua sendo mais que o dobro da urbana. Com base em uma análise de decomposição, mosramos que a redução na pobreza rural enre 1992 a 1998 foi devida somene ao crescimeno de renda. De 1998 a 2005, por ouro lado, aproximadamene 55% da redução da pobreza rural foram devidos à queda na desigualdade de renda. Para enender melhor a queda na desigualdade rural, ambém decompusemos a variação do Gini. A análise mosrou que aproximadamene 88% da melhora na disribuição de renda foram devidos à desconcenração da renda. Mudanças na paricipação das fones de renda explicaram somene 12% da queda. As fones de renda que mais conribuíram para a queda do Gini foram os rendimenos do rabalho e o componene de ouras rendas, que incluem as ransferências de renda como Bolsa Família. Apesar de represenarem apenas 4% da renda oal, esimamos que mudanças nas ouras rendas explicaram 44% da queda recene na desigualdade de renda rural. Quando usamos uma definição mais resria - e mais consisene no empo - de áreas rurais, o componene de ouras rendas chegou a explicar 59% da queda na desigualdade, uma percenagem subsancialmene maior do que os 25% enconrados para Brasil como um odo. Um imporane ema para fuuras pesquisas refere-se à elaboração de uma compreensão mais profunda das causas da desconcenração e do baixo crescimeno dos rendimenos do rabalho enre 1998 e O seor agropecuário experimenou um crescimeno robuso nese período, devido em pare à desvalorização cambial de 1999 e aos preços inernacionais de commodiies mais favoráveis enre 2002 e Por ouro lado, em 2005 eses preços já haviam reornado a paamares próximos aos níveis de e o câmbio volara a apreciarse novamene (Helfand and Del Grossi, 2008). Os rendimenos não agrícolas, em conrase, experimenaram um declínio no início da década associado à queda dos rendimenos na economia brasileira como um odo. Ouro ema que merece aenção refere-se ao aumeno da formalidade do emprego assalariado agrícola (Campolina e Silveira, 2008), e aos impacos do conínuo crescimeno real do salário mínimo no período. Exisem evidências, por exemplo, de que rabalhadores agrícolas com careira assinada iveram crescimeno de renda nese período superior aos demais ipos de rabalhadores na agriculura. A combinação das forças presenes no mercado de rabalho conribuiu para a deerminação dos resulados documenados nese arigo. Esas forças precisam ser mais bem compreendidas uma vez que os rendimenos do rabalho deverão cumprir um papel cenral para a redução da pobreza no médio e longo prazos. No período , porém, as variações deses rendimenos explicaram apenas cerca de um erço da queda na pobreza. Dois erços da redução foram explicados pelos efeios de aposenadorias e pensões e de programas de ransferência de renda, que rabalharam ano via o crescimeno da renda domiciliar per capia, como via a redução na desigualdade de renda. As implicações para as políicas públicas são rês. Primeiro, devido à maior incidência de pobreza, as ransferências de renda aravés de programas como o Bolsa Família mosraram-se ainda mais imporanes para a queda na pobreza e na desigualdade nas áreas rurais do que nas urbanas. Ainda exise espaço para melhorar a coberura e a focalização desas ransferências. Enre os 50% mais pobres da população rural, por exemplo, menos de 60% recebiam ouras rendas. Por ouro lado, enre 1998 e 2005 houve um aumeno significaivo de domicílios do sexo a nono décimos da disribuição de renda recebendo ouras rendas, o que sugere a possibilidade de vazameno de ransferências para domicílios não-pobres. Segundo, o crescimeno da renda de previdência e pensões foi um faor imporane para explicar o 17

18 aumeno da renda oal e a queda da pobreza nese período. No enano, é pouco provável que o crescimeno desa fone de renda seja susenável. Ouras fones erão que subsiuir o papel dinâmico que a previdência eve nos úlimos anos. Finalmene, a renda de rabalho ainda represena mais de 70% da renda oal nas áreas rurais. Para coninuar reduzindo a pobreza e a desigualdade rural no fuuro, as políicas deveriam er como mea um crescimeno própobre desa fone de renda. Nese senido, são imporanes políicas que conribuam para a compeiividade da agriculura familiar, para melhorar a qualidade dos rabalhos e os salários na agriculura, e para o acesso da população rural pobre a rabalhos não-agrícolas melhor remunerados. 5. Referências Bibliográficas BARROS, R., M. FOGUEL e G. ULYSSEA (eds.). Desigualdade de renda no Brasil: uma análise da queda recene, v.1. Brasília: IPEA, BELTRÃO, K., OLIVEIRA, F e S. PINHEIRO. A população rural e a previdência social no Brasil: uma análise com ênfase nas mudanças consiucionais. Texo para Discussão do IPEA, n Rio de Janeiro: IPEA, CAMPOLINA, B. e F. SILVEIRA. O mercado do rabalho rural: Evolução recene, composição da renda e dimensão regional. A ser publicado In BUAINAIN, M. A., e C. DEDECCA (eds.) Emprego e Trabalho na Agriculura Brasileira. Brasília: IICA, CORSEUIL, C H. e M. FOGUEL. Uma sugesão de deflaores para rendas do rabalho obidas a parir de pesquisas domiciliares. Texo para Discussão do IPEA, n Rio de Janeiro: IPEA, DATT, G. e M. RAVALLION. Growh and redisribuion componens of changes in povery measures: a decomposiion wih applicaions o Brazil and India in he 1980s. Journal of Developmen Economics, v.38, n. 2, pp , FERREIRA, C. A. e S. SOUZA. As aposenadorias e pensões e a concenração dos rendimenos domiciliares per capia no Brasil e na sua área rural: 1991 a Revisa de Economia e Sociologia Rural, v.45, n.4, pp , FOSTER, J, GREER, J e E. THORBECK. A class of decomposable povery measures. Economerica, v.52, n.(3), pp , HELFAND, S. M. e M. E. Del GROSSI. Agriculural Boom and Rural Povery in Brazil: Trabalho preparado para FAO como pare do projeo Boom Agrícola e Persisência da Pobreza Rural na América Laina, mímeo, 61 páginas, HOFFMANN, R. Transferências de renda e a desigualdade no Brasil em cinco regiões enre 1997 e Econômica, v.8 n.1 pp , Inequaliy in Brazil: The conribuion of pensions. Revisa Brasileira de Economia, 57(4), pp , Disribuição de renda: medidas de desigualdade e pobreza. São Paulo: Edusp, HOFFMANN, R. e A. KAGEYAMA Pobreza no Brasil: uma perspeciva mulidimensional. Economia e Sociedade, v.15, n.1(26), pp , PNAD (1992, 1998 e 2005). Pesquisa Nacional por Amosra de Domicílios. Base de dados, IBGE. 18

19 PYATT, G., CHEN, C-N. e J. FEI. The disribuion of income by facor componens. The Quaerly Journal of Economics, 95(5), pp , ROCHA, S. Pobreza e indigência no Brasil algumas evidências empíricas com base na PNAD Nova Economia, v.16 (2) pp , SHORROCKS, A. Inequaliy decomposiion by facor componens. Economerica, v.50, p , SCHWARZER, H. Impacos socioeconômicos do sisema de aposenadorias rurais no Brasil evidências empíricas de um esudo de caso no Esado do Pará. Texo para Discussão do IPEA, n Rio de Janeiro: IPEA, SOARES, F. V., SOARES, S., MEDEIROS, M. e R. OSÓRIO. Programas de ransferência de renda no Brasil: impacos sobre a desigualdade. Texo para Discussão do IPEA, n Brasília: IPEA, SOARES, S. Disribuição de renda no Brasil de 1976 a 2004 com ênfase no período enre 2001 e Texo para Discussão, n Brasília: IPEA, SON, H. A noe on pro-poor growh. Economic Leers, 82, p , VILLASENOR, J. e B.C. ARNOLD. Ellipical Lorenz curves. Journal of Economerics, n.40, pp , Anexo Resulados da esimação dos parâmeros da curva de Lorenz para os anos de 1992, 1998 e 2005, com base nos domicílios rurais 19

20 Variável a coeficiene de (P 2 -L) 0,925 0,747 0,891 b coeficiene de L(P-1) -0,026 0,070-0,340 c coeficiene de (P-L) 0,103 0,187 0,140 R 2 coeficiene de explicação 1,000 1,000 1,000 µ renda média 145,88 183,13 201,10 z linha de pobreza 117,19 117,19 117,19 e -(a+b+c+1) -2,002-2,004-1,692 m b 2-4a -3,701-2,982-3,450 n 2be-4c -0,307-1,030 0,589 r (n 2-4me 2 ) 1/2 7,710 6,997 6,313 s1 (r-n)/(2m) -1,083-1,346-0,830 s2 -(r+n)/(2m) 1,000 1,001 1,000 L(H) -0.5(bH+e+(mH 2 +nh+e 2 ) 0.5 ) 0,235 0,185 0,147 H FGT0 0,620 0,550 0,457 PG FGT1 0,327 0,261 0,204 SPG FGT2 0,215 0,156 0,119 Fone: Microdados da PNAD, elaboração própria dos auores. Noa: Região Nore excluída 20

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