TAXA DE POBREZA NO ESTADO DO CEARÁ: UMA ANÁLISE NO PERÍODO DE 1981 A 2007

Transcrição

1 TAXA DE POBREZA NO ESTADO DO CEARÁ: UMA ANÁLISE NO PERÍODO DE 98 A 2007 Auores: Francisco José Silva Tabosa Economisa. Professor do Curso de Ciências Econômicas da Universidade Federal do Ceará (UFC) Campus Sobral e Douorando em Economia no CAEN. franzeabosa@ufc.br Guilherme Irffi Economisa. Professor do Curso de Ciências Econômicas da Universidade Federal do Ceará (UFC) Campus Sobral e Douorando em Economia no CAEN. guidirffi@gmail.com Flávio Aaliba Flexa Dalro Barreo Economisa. Pós Douor em Economia em Harvard (USA). Professor do CAEN/UFC. aaliba@ufc.br Carlos Albero Manso Bacharel em Ciência da Compuação. Douorando em Economia no CAEN/UFC. carlosmanso@lepcaen.com.br ISSN:

2 RESUMO O objeivo dese esudo é verificar qual faor (axa de crescimeno da renda ou axa de redução da desigualdade) que melhor explica a redução da axa de pobreza no Esado do Ceará no período de 98 a Para isso, uilizaram-se os dados de séries emporais da Proporção de Pobres (Po), Coeficiene de Gini e Renda média per capia exraídos da PNADs para o período de 98 a As elasicidades renda e desigualdade da pobreza foram esimadas a parir do modelo de veores auorregressivos pelo méodo de mínimos quadrados ordinários (MQO) e, ainda, se esimou a decomposição de variância para averiguar qual dessas elasicidades explica mais a redução na axa de pobreza ao longo desse período. Os resulados mosraram que, ano em relação às elasicidades quano na análise de decomposição de variância, a axa de pobreza no Esado do Ceará é explicada pela própria pobreza no esado, mas a axa de desigualdade de renda nesse esado explica melhor a axa de pobreza do que a axa de crescimeno econômico. Isso implica que políicas de combae à desigualdade de renda são mais eficazes na redução da pobreza do que políicas de aumeno da renda. PALAVRAS CHAVES: Pobreza, Desigualdade, Crescimeno, VAR, Esado do Ceará. ABSTRACT The objecive of his sudy is o verifiy wha facor (index of economic growh or index of income inequaliy) he bes index of he povery in he Ceará Saes. For his, i was used given of secular series of Headcoun (Po), Gini Index and per capia average income who undersand he period of 98 he 2007, beyond he ordinary leas squares (OLS) for he eseem of he elasiciies, he model of auoregressive vecors (VAR) and of he variance decomposiion analysis. The resuls showed ha in relaion o he elasiciies how much in he analysis of variance decomposiion ha he povery in he Norheas Region is explained by he proper povery in he saes, bu he inequaliy of income in hese saes also influences his exising povery in he region. This implies ha comba poliics he income inequaliy are more efficien in he reducion of he povery of wha poliics of increase of he income. KEY WORDS: Povery, Inequaliy, Growh, VAR, Ceará Saes. JEL CLASSIFICATION: O5, C32, C22. Área 6: Proeção Social e Geração de Oporunidades: Programas Sociais, Crime, Educação, Saúde, Pobreza. 37

3 TAXA DE POBREZA NO ESTADO DO CEARÁ: UMA ANÁLISE NO PERÍODO DE 98 A 2007 Inrodução A variação na axa de pobreza decorre como conseqüência direa e indirea ou da redisribuição de renda ou do crescimeno econômico e, ainda sim de ambos. Neses ermos, cabe ponderar a imporância de cada efeio na variação da pobreza (Ravallion & Chen, 997). Em virude dessas evidências, alguns esudos êm aponado quais faores esão influenciando a elasicidade renda-pobreza e desigualdade-pobreza no Brasil. Conforme Barreo (2005), ainda não se em um consenso de quais são as relações enre pobreza, crescimeno e desigualdade. Assim sendo, é exremamene imporane deerminar qual o efeio que cada um desses faores em sobre o ouro, que podem ser enconrados em modelos que calculem as elasicidades de um faor em relação ao ouro. No Brasil, Barros e al. (200), ao verificarem que no Brasil a incidência de pobreza é maior do que as maiorias dos países que êm renda per capia semelhane verificaram que a desigualdade de renda é responsável pelo fao do crescimeno econômico ser relaivamene ineficiene na redução da pobreza. Iso significa que, o efeio do crescimeno econômico sobre a redução da pobreza é menor no Brasil do que em ouros países que alcançaram o mesmo nível de renda. Conforme Rocha (2006) mesmo nos casos bem sucedidos de crescimeno econômico, fica evidene que axas adequadas de expansão do produo não necessariamene beneficiam odos os indivíduos de uma deerminada sociedade. Isso fica evidene quando raamos de regiões com elevados níveis de desigualdade de renda, como a Região Nordese. Nesse senido, nas rês úlimas décadas, o Esado do Ceará, um dos mais pobres da federação, em chamado a aenção pelas axas acumuladas de crescimeno da sua economia. No período de 985 a 999, a axa acumulada de variação do PIB cearense foi de 6,53% conra 40,64% do Nordese e 49,5% do PIB nacional (MAIA, 2000). Conforme Manso, Barreo & França (2008), enre o período de 995 a 2007, a axa acumulada de variação do PIB cearense foi de 9,04%, inferior a média da região (26,79%), mas superior a média nacional (3,3%). Nese mesmo período, os auores, uilizando uma linha de pobreza de ½ salário mínimo, verificaram que a proporção de pobres reduziu 22,77%, sendo maior que a variação enconrada no Nordese (2,36%), mas inferior a redução a nível nacional (27,23%). Ainda conforme os auores, a desigualdade, medida aravés do índice de Gini, no período de 995 a 2007, o Esado do Ceará obeve quedas na desigualdade (-,08%), superior a redução da desigualdade na Região Nordese (-6,24%) e no Brasil (-7,57%). Nese senido, esse arigo em o objeivo de verificar qual faor (axa de crescimeno da renda ou axa de redução da desigualdade) que melhor explica a redução da axa de pobreza no Esado do Ceará no período de 98 a O arigo é composo por quaro seções, incluindo esa inrodução. A segunda seção faz uma breve revisão de lieraura enre as relações pobreza e crescimeno econômico e pobreza e desigualdade. A seção 3 aborda a meodologia empregada, discuindo a base de dados, os modelos economéricos e os méodos de esimação empregados. A quara seção analisa os resulados obidos da esimação dos modelos economéricos. Por úlimo, as conclusões encerram o rabalho. Ver, por exemplo, Barros e al. (200), Barreo (2005), Hoffman (2005), Rocha (2006), Manso, Barreo & Tebaldi (2006), e Manso, Barreo & França (2008). 38

4 2 Revisão de Lieraura Esa seção fará uma revisão na lieraura com o objeivo de verificar a relação exisene enre pobreza e crescimeno econômico e pobreza e a desigualdade de renda. A ineração enre essas variáveis dão condições necessárias para se diagnosicar, em que magniude o aumeno da renda ou a redução da desigualdade impacariam na redução da pobreza. 2.. Pobreza versus crescimeno econômico A relação enre crescimeno e redução da pobreza pode-se medir por meio de elasicidade-renda ou elasicidade-crescimeno. Se essa elasicidade é elevada, políicas públicas de combae à pobreza baseadas no crescimeno econômico são mais eficienes, já que aumenos na renda proporcionam reduções na pobreza, em maiores proporções. Caso conrário, sendo esa elasicidade baixa, esraégias de redução da pobreza deveriam envolver uma combinação de crescimeno econômico com algum ipo de redisribuição de renda (MARINHO & ARAÚJO, 2009). Ravallion & Chen (997) esimam as elasicidades renda-pobreza e rendadesigualdade com base de dados em 45 países. Os resulados mosram que países de baixa desigualdade, se o nível de renda eleva-se em %, ocasionaria numa redução da pobreza em 4,3%. Já nos países em que a desigualdade é elevada, a diminuição da pobreza seria de 0,6%. Concluem que o crescimeno em pouco efeio sobre a pobreza. No enano, se a desigualdade diminuir em decorrência do crescimeno, o efeio será negaivo. Já Chen & Wang (200) esudaram a relação enre pobreza, renda e a desigualdade na China nos anos 90. Concluíram que a concenração da renda reduz o efeio do crescimeno sobre a pobreza. No Brasil, Hoffmann (2005) enconrou que um aumeno de % no rendimeno domiciliar per capia no Brasil leva a uma redução de 0,84% na proporção de pobres e que o valor absoluo dessa elasicidade cresce com o rendimeno e decresce com o aumeno da desigualdade (HOFFMANN, op. ci.). Marinho & Soares (2003), com dados do período de 985 a 999, uilizaram um procedimeno meodológico que permiiu decompor a variação na pobreza decorrene da mudança na renda média e ambém de alerações na concenração de renda, medida pelo coeficiene de Gini. Os resulados mosram que, o crescimeno da renda em sido a esraégia preferida para combaer a pobreza. Conforme os auores, quano maior a renda média, maior o valor absoluo da elasicidade e quano maior a concenração menor o valor absoluo da elasicidade. Manso, Barreo & Tebaldi (2006), uilizando dados da Pesquisa Nacional de Amosra Domiciliar (PNAD), realizada pelo Insiuo Brasileiro de Geografia e Esaísica (IBGE), de 995 a 2004, buscaram relações enre crescimeno da renda, redução da pobreza e o perfil disribuivo da riqueza. Os resulados obidos mosram que os componenes de crescimeno da renda média e de disribuição de renda são suficienes para explicar grande pare das variações nos níveis de pobreza enre os esados brasileiros Pobreza versus desigualdade A desigualdade de renda é um componene imporane no debae sobre a pobreza. A pobreza é um problema mundial que, em alguns países, persise apesar do crescene esoque de riqueza maerial no mundo. Sua exensão e gravidade são demonsradas por meio do número de pobres presenes em odos os países. De fao, desigualdade e pobreza caminham junas. Conforme Bourguignon (2002) redução da desigualdade de renda é um insrumeno 39

5 imporane na redução da pobreza, e que o crescimeno econômico pode não ser um elemeno ão necessário. Em relação á esudos realizados no Brasil, Mendonça & Barros (997) ressalam a elevada axa de desigualdade de renda no Brasil e enfaizam que, de forma relaiva, a redução da desigualdade é mais significane no combae à pobreza do que o crescimeno econômico. Conforme Rocha (2006), apesar de a pobreza no Brasil vir persisindo durane várias décadas, foi somene após a solução do problema inflacionário que os problemas sociais, como a diminuição da desigualdade, passaram a ser colocados como objeivos prioriários. Esse fao, de cera maneira, jusifica a baixa produção de arigos que esudem o riângulo pobreza crescimeno desigualdade no Brasil. Para Barreo (2005), o combae à pobreza deve ser acompanhado de políicas que promovam a queda da desigualdade, sendo esa mais relevane do que políicas de expansão da renda. Ainda segundo o referido auor, os problemas de desequilíbrio regional, como no caso da Região Nordese, devem ser combaidos aravés de políicas de crescimeno econômico acompanhado pela melhor disribuição de renda. Marinho, Soares & Barreo (2006) deerminaram as elasicidades da renda média sobre a pobreza para os esados brasileiros, no período enre 985 a 999. Um dos resulados mais imporanes enconrados no esudo foi o de que quano maior é a renda média do esado, maior é a elasicidade crescimeno pobreza. Ouro imporane pono a ser desacado nesse rabalho refere-se a maior sensibilidade da pobreza à desigualdade do que o crescimeno. Assim, esses resulados sugerem que políicas ineressadas em reduzir a pobreza devem privilegiar políicas que promovam a diminuição na concenração de renda. Ao analisar que a desigualdade na Região Nordese reduziu 6,24% enre os anos de 997 a 2007, enquano que a proporção de pobres reduziu 2,36% no mesmo período, Manso, Barreo & França (2008) argumenam que esses resulados muias vezes são influenciados pelo comporameno da desigualdade. Sendo assim, é imporane analisar o padrão de crescimeno e o desempenho dos efeios disribuivos da renda, haja visa que o crescimeno econômico em seu efeio poencializado sobre a redução da pobreza vis-à-vis a redução da desigualdade. 3 Noas Meodológicas 3. Origem e Traameno dos Dados Na esimação do modelo economérico descrio na subseção 3.2 para o Esado do Ceará no período de 98 a 2007, 2 uilizou-se dados reirados das PNAD e do IPEADATA (banco de dados do Insiuo de Pesquisa Econômica Aplicada). A variável renda é a renda familiar per capia exraída da PNAD que é calculada dividindo-se o rendimeno oal da família pelo seu número de componenes. Em seguida, foi deerminada a média ariméica dessa variável, obendo-se assim, as rendas médias nos diferenes esados nordesinos. 3 Nesse arigo caracerizam-se como pobres as famílias que vivem com renda familiar per capia insuficiene para saisfazer suas necessidades básicas. Assim sendo, o indicador de pobreza absolua uilizado foi o perencene à classe proposa por Foser, Greer & Thorbecke (984) conhecido como proporção de pobres (P 0 ) residenes no Esado do Ceará. Para a 2 A PNAD não foi realizada nos anos 992, 994 e Para preencher essa lacuna, resolveu-se irar as médias ariméicas das variáveis dos anos aneriores e poseriores. 3 Vale desacar que odas as variáveis moneárias desse rabalho foram aualizadas para valores reais de 2007 uilizando o Índice Nacional de Preços ao Consumidor (INPC) endo como base o ano de

6 consrução desse indicador a linha de pobreza adoada foi a do IPEA. O índice de pobreza P 0 é definido como: q () P 0 = n Onde, n é oal de indivíduos, q é o número de pessoas com renda per capia familiar y i abaixo da linha de pobreza z. A medida de desigualdade uilizada é o coeficiene de Gini oriundo da renda familiar per capia exraída das PNADs. Ese índice é freqüenemene uilizado para expressar o grau de desigualdade de renda, e pode ser associado à chamada curva de Lorenz, que é definida pelo conjuno de ponos que, a parir das rendas ordenadas de forma crescene, relacionam a proporção acumulada de pessoas e a proporção acumulada da renda. De acordo com Lichfield (999), esse coeficiene aende a 4 dos 5 axiomas de medidas de desigualdade. 4 Para deerminar esse coeficiene, ordenou-se de forma crescene o conjuno de renda familiar per capia para se ober a curva de Lorenz. Essa curva relaciona em cada percenil a fração acumulada da população com a fração acumulada da renda e por meio dela calcula-se o índice para cada unidade da federação. O Coeficiene de Gini é definido como: n (2) G = ( Φ i + Φ i ) n i= Onde G represena o Índice de Gini; Φ i é a proporção acumulada da área aé a i-ésima classe; e n é o número de classes. O valor de G varia de 0 (zero) aé (um), no qual quano mais próximo de, maior a desigualdade de renda. E quano mais próximo de 0, menor será a desigualdade (HOFFMANN, 998) O Modelo Economérico: Elasicidades Renda-Pobreza e Desigualdade-Pobreza Para o cálculo das elasicidades renda-pobreza e desigualdade-pobreza no Esado do Ceará uilizou-se o méodo dos Mínimos Quadrados Ordinários (MQO). O modelo é definido como: (3) ln Po = α + β ln Rm + β 2 ln G + ε ; =98 a 2007 Onde ln Po é o logarimo naural de Po no período ; lnrm represena o logarimo naural da renda média per capia no período ; ln G é o logarimo naural do Coeficiene de Gini no período ; β é a elasicidade renda da pobreza; e β 2 é a elasicidade desigualdade da pobreza; De acordo com Ravallion & Chen (997), Marinho & Soares (2003), Hoffmann (2005) e Marinho, Soares & Barreo (2006), espera-se que a elasicidade renda da pobreza apresena sinal negaivo; ou seja, um aumeno da renda per capia ende a proporcionar uma redução da pobreza. Em relação à elasicidade desigualdade da pobreza, espera-se um sinal posiivo, no qual um aumeno da desigualdade proporcione ambém o aumeno da pobreza O Modelo VAR Em esudos que conemplam informações emporais, exise uma grande quanidade de 4 O Coeficiene de Gini aende os axiomas: Princípio de Transferência de Pigou-Dalon, Independência da Escala de Renda, Princípio da População e Anonimalidade (Simeria). Mas não aende o axioma da Decomposabilidade. Mais dealhes ver Lichfield (999). 4

7 variáveis econômicas, não esacionárias e, iso pode levar a regressão espúria; iso é, esaísicas de ese e parâmeros não confiáveis, principalmene, em esudos que se uilizam da análise de coinegração. Diane disso, primeiramene, se faz necessário examinar se exise uma relação de equilíbrio enre as variáveis e, para isso, uilizar-se-á dos eses de raiz uniária e coinegração Teses de Raiz Uniária Para verificar a ordem de inegração das séries individualmene, vamos uilizar o ese de raiz uniária conhecido como Dickey-Fuller GLS, desenvolvido por Ellio, Rohenberg & Sock (996), o qual deriva dos rabalhos de Fuller (976) e Dickey & Fuller (979). Vale ressalar que aquele ese é uma proposa de modificação dese, e esa beneficia subsancialmene o poder do ese quando esá presene uma média ou endência que é não idenificada ou desconhecida. Ademais, mediane experimenos de Mone Carlo o ese de Dickey-Fuller GLS desenvolve-se saisfaoriamene em pequenas amosras, o que jusifica sua uilização no caso do presene rabalho, que dispõe de apenas 27 observações Veores Auo-regressivos (VAR) Para simplificar a análise foi uilizado um exemplo de sisema de equações com rês variáveis, as quais se assumem sejam inerdependenes e ambém relacionados por uma memória auo-regressiva (a seqüência X é afeada pelo seu passado e pela seqüência Z e Y e vice-versa). A esacionariedade é uma condição fundamenal para as propriedades dos esimadores do modelo. Analiicamene, conforme Enders (995) pode-se represenar o VAR: X = α0 + αx + α2z + α3y + ε (4) Z = α + α X + α Z + α Y + ε Y = α 30 + α 3X + α 32Z + α 33Y + ε 3 Pode-se escrever o modelo VAR em noação maricial, como: (5) Y = α + Π Y + Π 2Y 2 + K+ Π py p + ε Onde: Y : veor ( n x ) auoregressivo de ordem p ; α : veor ( n x ) de inercepos; 2 mariz de parâmeros de ordem ( n x n ); ε : ermo de erro ε ~ N ( 0, Ω). Os coeficienes esimados a parir da equação (5) não levam em cona os relacionamenos enre as variáveis expressas no modelo VAR. Enão, um dos caminhos mais apropriados para avaliar os impacos das inovações é dado pela decomposição de variância (ENDERS, op. ci.) Decomposição da Variância De acordo com Enders (op. ci.), a decomposição de variância fornece o percenual do erro da variância previsa aribuída aos choques de uma deerminada variável versus os choques nas ouras variáveis do sisema. Se os choques observados numa variável z não são capazes de explicar a variância do erro de previsão da variável y, diz-se que a seqüência y é exógena. Caso conrário, diz-se que a seqüência é endógena. A decomposição da variância dos erros de previsão permie separar a variância dos erros de previsão para cada variável em componenes que podem ser aribuídos por ela própria e pelas demais variáveis endógenas, isoladamene, apresenando em ermos percenuais qual o efeio que um choque não anecipado sobre deerminada variável em sobre ela própria e as demais variáveis perencenes ao sisema. Π i : 42

8 Veor de Correção de Erros (VEC) A condição necessária para que os esimadores obidos possuam propriedades desejáveis é que as variáveis do VAR sejam esacionárias. Caso conrário, a exisência de raízes uniárias deve ser levada em consideração. Johnson & Dinardo (997) expressam que, quando as variáveis no modelo VAR são inegradas de primeira ordem ou mais, esão sujeias às inconsisências de regressões, considerando que as variáveis são não esacionárias Teses de Coinegração de Johansen Reoma-se a equação (5) do modelo VAR, em noação maricial, no enano, agora considerando que Y seja um veor com n variáveis ( n x ), n 2, supondo que são inegrados de ordem, I (), não esacionárias. O veor pode ser expresso por: (6) Y = α + Π Y + Π 2Y 2 + K+ Π py p + ε A equação (6) pode ser modificada em ermos de um Modelo de Correção de Erros (MCE): (7) Δ Y = ΠY + Γ ΔY + K + Γp ΔY p+ + ε Em que: Π = Π + Π + K+ Π p I i =,2,3, K, p Γ i = 2 p j= i+ Πj I = mariz idenidade A mariz Π (n x n ) pode ser visa com maior nível de dealhe, sendo represenada por: (8) Π = αβ Onde: α : mariz que represena a velocidade de ajusameno dos parâmeros no curo prazo; β : mariz de coeficienes de coinegração de longo prazo, enre as variáveis. Os parâmeros α e β são marizes de dimensão n x r, em que n é o número de variáveis incluídas no modelo e r é o número de veores de coinegração de Π. Podem-se er enão os seguines casos (PATTERSON, 2000): Se odos os auovalores de Π são diferenes de zero (iso é, r = n, colunas linearmene independenes), esa mariz em poso compleo Π( ) = Π + K+ Π p, implicando que odos os componenes de Y são esacionários e a represenação válida é o VAR (p) em nível dado pela equação (7); Se odos os auovalores de Π são iguais a zero (iso é, r = 0 ), esa mariz é, porano, indisinguível da mariz nula. Implica ambém que os componenes de Y são no mínimo I () e a represenação válida é um VAR (p-) em primeira diferença, iso é, equação (0) sem o ermo em nível; Se Π em poso reduzido, iso é, 0 < r < n, nese caso em-se n r auovalores diferenes de zero. Os componenes de Y são no mínimo I () e a represenação válida é a equação (0) com Π = αβ, onde α e β são marizes n x r de poso r. Esa represenação é chamada Veor de Correção de Erros (VEC) e nela esão presenes r relações de coinegração. Johansen & Juselius (990) desenvolveram dois eses capazes de deerminar o poso da mariz Π da equação (8). O primeiro ese, conhecido como ese raço, é dado por: 43

9 n (9) λ ln( ˆ race = T λ) i= r+ Onde: r = 0,,2, K, n 2, n Em que λˆ é o valor esimado dos auovalores obidos a parir da mariz β ; T é o número de observações. O ese raço avalia a hipóese nula de que o número de veores diferenes de coinegração é menor ou igual a r conra uma hipóese geral. H o : λ = 0 i = r +, K, n A não-rejeição de H o indica a presença de no máximo r veores de coinegração. Se H o for rejeiada deve-se repeir o ese para r + e deerminar se exisem r + veores de coinegração. O segundo ese é o ese do máximo auovalor que esa a exisência de exaamene r veores de coinegração conra a alernaiva de exisência de r + veores. (0) λ ln( ˆ max = T λr+ ) Com a hipóese nula dada por: H o : λ r+ = 0 A não-rejeição de H o indica presença de exaamene r veores de coinegração. A inclusão de ermos deerminisas ambém é essencial para correa implanação do procedimeno de Johansen. Pode-se represenar a inclusão deses ermos em (8) por: () Δ Y = ΠY + Γ ΔY + K + Γp ΔY p+ + ΦD + ε Em que D pode represenar ano uma consane, uma endência e/ou uma variável dummy. A escolha dos ermos deerminisas deve ser feia com o auxílio de uma inspeção visual nos dados e ambém mediane eses apropriados sobre a significância dos ermos deerminísicos. A deerminação correa do número de defasagens é fundamenal para análise de coinegração e, para isso, será empregado o criério de informação de Akaike (AIC). 5 4 Análise dos Resulados Esa seção conempla a análise de discussão dos resulados das elasicidades rendapobreza e desigualdade-pobreza, bem como do modelo VAR e da análise de decomposição de variância da pobreza para o Esado do Ceará, no período de 98 a Resulados das elasicidades renda e desigualdade da pobreza no Esado do Ceará A Tabela apresena os resulados das elasicidades renda-pobreza e desigualdadepobreza no Esado do Ceará, durane o período de 98 a A coluna 3 da Tabela apresena o resulado da elasicidade renda da pobreza, que mosrou sinal negaivo e esaisicamene significane. No caso do Esado do Ceará, esse coeficiene foi igual a -0,6587. Isso significa dizer que um aumeno de 0% na renda per capia implica na redução de 6,58% da pobreza no Esado do Ceará. 5 Vale ressalar que a quanidade de defasagem máxima foi deerminada de acordo com o criério de Schwer /d (989), o qual considera o amanho da amosra por meio da expressão: k = in(c(n/00) )). Dese modo, o número máximo de defasagens (k) é deerminado pelo ineiro mais próximo, enquano c e d são consanes iguais a 4, e n é o amanho da amosra; logo, como n é igual a 27, o K máximo é igual a 2. Porano, a escolha da quanidade de defasagens nos eses de raiz uniária e coinegração, assim como e na esimação do VAR permie aé dois lags. Os quais serão deerminados de acordo com a minimização do AIC; ou seja, de maneira endógena. 44

10 O resulado em relação à elasicidade desigualdade-pobreza (coluna 4 da Tabela ) mosrou sinal posiivo e esaisicamene significane. No Esado do Ceará esse coeficiene foi igual a,675. Ou seja, uma redução de 0% da desigualdade de renda (índice de Gini) proporciona uma redução da pobreza em orno de,67%. Tabela : Elasicidades renda-pobreza e desigualdade-pobreza no Esado do Ceará. 98 a Variável Dependene Consane lnrm lngini R 2 R 2 ajusado lnpoce 3,4526 (0,277) - 0,6587 (0,0265),675 (0,40) 0,9767 0,9748 Fone: Elaborados pelos auores. Noa: Valores dos desvios padrões enre parêneses. Os resulados das elasicidades renda-pobreza e desigualdade-pobreza no Esado do Ceará implicam que, políicas de combae à desigualdade são mais eficazes na redução da pobreza do que políicas de aumeno da renda; ou seja, quano maior a renda, maior a necessidade de redução das desigualdades para combaer a pobreza Resulados do Modelo VAR e Decomposição de Variância da Taxa de Pobreza no Esado do Ceará. No primeiro momeno, foram realizados os eses de raiz uniária Dickey-Fuller GLS para as séries de renda média per capia, Gini e P(0). Os resulados dos eses da raiz uniária sugerem que a hipóese nula de raiz uniária não pode ser rejeiada ao nível de 5% de significância para odas as variáveis. No enano, rejeia-se a hipóese nula em primeira diferença para odas elas. Sendo assim, pode-se dizer que as variáveis são inegradas de ordem ; logo, é possível que exisa uma relação de longo prazo enre as variáveis, a qual será verificada mediane o ese de coinegração de Johansen. O ese de coinegração de Johansen apresenou a não exisência de veores de coinegração ; logo, é preciso esimar o modelo VAR em diferença. 6 Nese caso, as variáveis reporam as axas de crescimeno; ou seja, a axa de pobreza é explicada pelas axas de crescimeno e da desigualdade. A escolha do número de defasagens foi baseada no AIC. Após esimarmos o modelo VAR, realizamos as análises de decomposição de variância para a axa de pobreza para o Esado do Ceará. A Tabela 2 apresena os resulados da decomposição de variância dos erros da axa de pobreza no Esado do Ceará. Os resulados mosraram que, decorridos 3 anos após um choque não anecipado sobre a variável d(lnpoce), 7,4% de seu comporameno decorrer dela própria, que 28,% decorre de d(lnginice) e 0,47% de d(lnrmce). Ou seja, percorridos 3 anos, 7,29%% da variação da axa de pobreza (variação da axa de Po) no Ceará decorre da própria pobreza do Esado do Ceará. A axa de desigualdade explica 28,% da axa de pobreza no Esado do Ceará, enquano que a axa de crescimeno da renda média per capia explica apenas 0,47%. Tabela 2: Decomposição da Variância dos Erros de Previsão em Percenagem. Períodos S.E. d(lnginice) d(lnpoce) d(lnrmce) Cholesky Ordering: d(lnginice) d(lnpoce) d(lnrmce) Fone: Elaboração dos auores. 6 O resulado do ese de co-inegração de Johansen enconra-se no Anexo. 45

11 Mas o que chama a aenção é que, no Esado do Ceará, a axa de desigualdade de renda explica bem a variação da axa de pobreza no esado, mas a axa de crescimeno da renda média per capia não. Isso implica que, políicas de redução da desigualdade de renda são mais eficazes no combae a pobreza em esados mais pobres do que políicas de aumeno da renda, conforme desacam Chen & Wang (200), Hoffmann (2005), Bourguignon (2002), Barros, Henriques & Mendonça (200) e Barreo (2005). Ou seja, a redução da axa de desigualdade conribuiu mais para a redução da axa de pobreza no Esado do Ceará do que a axa de crescimeno da renda média per capia. Esse resulado decorre do fao de que, em regiões pobres, com elevado nível de desigualdade de renda (elevadas desigualdades iniciais), como o Esado do Ceará, qualquer crescimeno de renda per capia, a maior parcela desse crescimeno fica concenrada com a menor pare da população que concenra o maior nível de renda. Enquano que a menor parcela do crescimeno vão para os pobres; ou seja, aumenos de renda são repassados de forma desproporcional (ou desigual) para a população pobre da região. Por isso, a imporância de reduzir a desigualdade de renda para ober maiores níveis de redução da pobreza. 5 Considerações Finais O presene arigo eve como objeivo verificar se a axa de redução da desigualdade ou a axa de crescimeno da renda média é mais significane para explicar a redução da axa de pobreza no Esado do Ceará. Para isso, uilizaram-se dados de séries emporais de Proporção de Pobres (P0), Coeficiene de Gini e Renda média per capia que compreendem o período de 98 a 2007, além dos méodos de mínimos quadrados ordinários (MQO) para a esimação das elasicidades, do modelo de veores auoregressivos (VAR) e análise de decomposição de variância. Os resulados mosraram que as séries uilizadas são esacionárias em primeira diferença, que em relação às elasicidades quano na análise de decomposição de variância da axa de pobreza no Esado do Ceará é explicada pela própria pobreza no esado, mas a axa de desigualdade de renda nesse esado explica melhor a axa de pobreza do que a axa de crescimeno. Isso implica dizer que, políicas visando reduzir a desigualdade de renda são mais eficazes na redução da pobreza do que políicas de crescimeno da renda. Denre os moivos, podemos mencionar o fao de que, regiões com elevadas desigualdades iniciais, aumenos de renda são repassados de forma desproporcional (ou desigual) para a população pobre da região, conforme os resulados obidos por Soares & Marinho (2003), Soares, Marinho & Barreo (2006) e Manso, Barreo & França (2008). 46

12 Referências Bibliográficas BARRETO, F. A. F. D. Crescimeno Econômico, Pobreza e Desigualdade: O que Sabemos Sobre eles? Série Ensaios Sobre Pobreza, n., LEP/CAEN, Foraleza, BARRETO, F. A. F. D.; MARINO, C. F. Dois Brasis? Jornal O Povo. Análise Econômica, Foraleza, 2 de Novembro de BARROS, R. P.; MEDONÇA, R. A Esabilidade Inaceiável: Desigualdade e Pobreza no Brasil. Rio de Janeiro: IPEA, mar (Texo para Discussão N 800). BOURGUIGNON, F. The Growh Elasiciy of Povery Reducion: Explaining Heerogeneiy across Counries and Time Periods. em: Eicher, T. e S. Turnovsky, Inequaliy and Growh: Theory and Policy Implicaions. Cambridge: The MIT Press, CHEN, S. WANG, Y. China s Growh and Provery Reducion: Recen Trends beween 990 and 999. Washingon, DC: Policy Research Repor on Gender and Developmen, The World Bank, Apr. 200 (Working Paper Series, n. ). DICKEY, D. A.; FULLER, W.A. Likelihood raio saisics for auoregressive ime series wih a uni roo. Economerica, v. 49, n. 4, p , 98. ELLIOTT, G.; ROTHENBERG, T. J.; STOCK, J. H. Efficien ess for an auoregressive uni roo, Economerica, v. 64, n. 4, p , 996. ENDERS, W. Applied economeric ime series. New York: John Wiley and Sons, 995. FOSTER, J.; GREER, J.; THOBEKI, E. A class of decomposable povery measures. Economerica, v. 52, n. 3, p , 984. FULLER,W.A..Inroducion o Saisical Time Series. New York: JohnWiley HOFFMANN, Rodolfo. Disribuição de Renda: medidas de desigualdade de renda e pobreza. São Paulo: Edusp, 998. Elasicidade da pobreza em relação à renda média e à desigualdade no Brasil e nas unidades da federação. Economia Revisa, v. 6, n. 2, p , JOHANSEN, S.; JUSELIUS, K.. Maximum Likelihood esimaion and inference on coinegraion wih applicaions o he demand for money. Oxford Bullein of Economics and Saisics, v. 52, n. 2, p , 990. MAIA, J. N.B. Políicas que Impulsam el Desarrolho regional: La Experiência Del Esado de Ceará. Seminário de Desarrollos Regional y Encadenamenos Producivos. Campeche, México, 2/09/2000. Disponível na Inerne, Via Acesso em 20/06/2002. JOHNSTON, J.; DINARDO, J. Economeric Mehods. 4 ed. Singapore: McGraw-Hill MARINO, E.; ARAÚJO, J. A. de. O sisema de seguridade social e a pobreza rural no Brasil. IV Enconro CAEN EPGE de Políicas Públicas e Crescimeno Econômico. Foraleza, 8 a 9 de Junho de MARINHO, E.; SOARES, F. Impaco do crescimeno econômico e da concenração de renda sobre a redução da pobreza nos esados brasileiros. In: ENCONTRO NACIONAL DA ECONOMIA, XXXI, Poro Seguro. Anais, Poro Seguro: ANPEC, MARINHO, E.; SOARES, F.; BARRETO, F. A. F. D. Crescimeno Econômico, Concenração de Renda e seus Efeios Sobre o Nível de Pobreza dos Esados Brasileiros. Série Ensaios Sobre Pobreza, n.4, LEP/CAEN, Foraleza, LITCHFIELD, J. A. Inequaliy: Mehods and Tools. Tex for World Bank s Web Sie on Inequaliy, Povery, and Socio-economic Performance: hp:// March 999 MANSO, C. A.; BARRETO, F. A. F. D.; TEBALDI, E. O Desequilíbrio Regional Brasileiro: Novas Perspecivas a parir das Fones de Crescimeno Pró-pobre. Série Ensaios Sobre Pobreza, N.6, LEP/CAEN, Foraleza,

13 MANSO, C. A.; BARRETO, F. A. F. D.; FRANÇA, J. M. O crescimeno econômico no Ceará foi a favor dos mais pobres? Evidências comparaivas com o Nordese e o Brasil a parir do desenvolvimeno do mercado de rabalho nas zonas urbanas, meropolianas e rurais. Série Ensaios Sobre Pobreza, N.6, LEP/CAEN, Foraleza, MENDONÇA, R. P.; BARROS, R. P. O impaco do crescimeno econômico e de reduções no grau de desigualdade sobre a pobreza. Rio de Janeiro: IPEA, 997. (Texo para discussão, 528). MONTEIRO NETO, A. Desigualdades Seoriais e Crescimeno ao PIB no Nordese: Uma Análise do Período 970/995, Texo para Discussão n 0 48 Brasília: IPEA, Maio de 997. PATTERSON, K. D. An Inroducion o Applied Economerics: a ime series approach. Grea Briain: S. Marin s Press RAVALLION, M.; CHEN, S. Wha can new survey daa ell us abou recen changes in disribuion and povery? World Bank Economic Review, v., n. 2, p , 997. ROCHA, S. Pobreza no Brasil. Afinal de que se raa?. Rio de janeiro: Ediora FGV, 3ª ed, SCHWERT, G. W. Tess for uni roos: a Mone Carlo invesigaion. Journal of Business & Economic Saisics, v. 7, n. 2, p , 989. ANEXO Tabela - Resulado do Tese de Coinegração de Johansen, variáveis lnpoce, lnrmce, lnginice. 98 a Esaísica do Esaísica do raço Esaísica do raço Hipóese Hipóese Eigenvalue Nula Alernaiva raço λ race λ race valor críico λ race valor críico calculado ao nível de 5%. ao nível de %. 0,3454 r=0 r>0 7,878 29, ,458 **indica que a hipóese nula é rejeiada ao nível de significância de 5%. *indica que a hipóese nula é rejeiada ao nível de significância de %. Fone: Dados da pesquisa. 48