Determinantes da Desigualdade de Renda em Áreas Rurais do Nordeste.

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1 Determnantes da Desgualdade de Renda em Áreas Ruras do Nordeste. Autores FLÁVIO ATALIBA BARRETO DÉBORA GASPAR JAIR ANDRADE ARAÚJO Ensao Sobre Pobreza Nº 18 Março de 2009 CAEN - UFC

2 Determnantes da Desgualdade de Renda em Áreas Ruras do Nordeste. 1. INTRODUÇÃO As desgualdades econômca, étnca, regonal e urbano-rural, entre outras, não só mpedem o acesso a bens, como determnam o sucesso de cranças e ovens brasleros, ao longo dos anos, consoldando as suas dferenças. Hstorcamente, o Brasl tem apresentado um padrão de renda bastante desgual. Nos anos 90 o governo braslero buscou melhorar este padrão através da establzação da economa. De fato, a mplementação do Plano Real (1993/94), fo muto bem suceddo em reduzr a taxa de nflação no país, e o padrão de dstrbução de renda melhorou de manera consstente. A lteratura naconal revela que houve uma melhora no padrão de renda nos anos 90 comparado com o fnal da década de 80. Todava, consderando que a década de 90 reverteu o padrão de crescmento da desgualdade, ncado na segunda metade dos anos otenta, este resultado fo bastante relevante para a socedade braslera. Além dsso, cabe observar que a melhora após o plano Real fo mas consstente do que a do níco da década de 90, pos esta estava assocada com recessão. De acordo com Insttuto Braslero de Geografa e Estatístca IBGE, um aspecto mportante da desgualdade de renda no Brasl está relaconado com a desgualdade de renda regonal. Consderadas as dstrbuções de renda nternas em cada regão, verfca-se que Sul e Sudeste apresentam melhor padrão de dstrbução de renda do que as demas regões sendo que a regão Sudeste é extremamente mas rca do que as demas macro regões do país. Nos anos 90, apesar de uma melhora na desgualdade dentro das regões, acompanhando a melhora geral do país, a desgualdade entre as regões permaneceu nalterada. Sobre a dstrbução nterna de cada regão pode-se dzer que as regões Norte e Nordeste contnuaram a apresentar um padrão mas desgual dos que as demas regões. 2

3 A establzação dos preços no Brasl fo muto mportante na melhora da dstrbução de renda prncpalmente para o setor nformal da economa, bastante sgnfcatvo na economa braslera, predomnantemente composto de ndvíduos com baxa renda não tnha como se proteger da perda do poder de compra. Bern (2007) ressaltar que o coefcente de Gn, que é uma medda de desgualdade passou de 0,6005, em 1995, para 0,5693, em 2005, ou sea reduzu-se em 5,20% deste período. Estes resultados e a consderável establdade de preços desde 1994 têm sugerdo novas dscussões e estudos sobre polítcas para contnuação do processo de melhora do padrão de dstrbução de renda no país, pos grau de desgualdade socal corrente é anda alarmante. Outra motvação tem sdo a conseqüente pora de outros problemas socas, tas como o aumento de crmnaldade e da volênca urbana, especalmente em grandes metrópoles. Segundo Barros (2000), o nível de renda per capta do Brasl não o qualfca como um país pobre no cenáro nternaconal, á que, cerca de 64% dos países do mundo têm renda per capta nferor à braslera. Contudo, apesar de ser relatvamente rco, o Brasl é um país extremamente desgual. Comparando-se o Brasl com os demas países do mundo, percebe-se que o grau de pobreza no Brasl é sgnfcatvamente superor a dos países com renda per capta smlar a braslera, o que ndca a relevânca da má dstrbução dos recursos para explcar a ntensdade da pobreza naconal. De acordo com a nota técnca do Ipea (2006) ao contráro do que vem ocorrendo na grande maora dos países, durante os períodos de referênca abrangdos pelas Pesqusas Naconas por Amostra de Domcílos (Pnads) 2001/2004, do IBGE, o grau de desgualdade de renda no Brasl declnou em 4%. Essa queda se deu de manera contínua. A renda dos 20% mas pobres do país cresceu no período cerca de 5% ao ano, enquanto a dos 20% mas rcos dmnuu em 1%. As atuas lnhas de pesqusa enfatzam, sobretudo, a mportânca de explcar e quantfcar a contrbução dos determnantes mas próxmos da recente queda da desgualdade no Brasl. Entende-se que sea de fundamental relevânca centífca a compreensão das causas da desgualdade no Brasl, sobretudo para auxlar os governos na determnação 3

4 de polítcas que venham corroborar para sua dmnução. De posse desta nformação, o polcy maker pode tomar decsões que contrburão para a dmnução da desgualdade de renda no país e da redução das nustças socas exstentes. Além dsso, a mportânca do entendmento das causas de um processo de desgualdade de renda não está somente lgada à questão da equdade socal, mas também à assocação com o crescmento econômco e os níves de pobreza. Segundo Manso et all (2006) a desgualdade de renda no Brasl aparece como um dos prncpas problemas socoeconômcos braslero. Esta desgualdade é anda maor quando se comparam as regões brasleras. Por exemplo, na regão Nordeste possudora de 28% da população braslera, ela concentra, 49% dos pobres e 55% dos ndgentes de todo o país. Dante desse cenáro e sendo a regão Nordeste a que apresenta o maor problema em relação à concentração de renda no Brasl, nclusve havendo grandes dscrepâncas do meo rural e urbano, concentrando um grande número de pobres brasleros, buscou-se, com este artgo analsar esse grave problema, de concentração de renda, pobreza e desgualdade socal, partcularmente no Nordeste Braslero. Especfcamente, será estmada a equação de rendmentos dos trabalhadores na agrcultura da regão Nordeste e de posse das nformações obtdas através da equação de rendmentos, se pode decompor os determnantes da desgualdade de renda. Ou sea, pode-se dzer qual é a partcpação percentual de cada determnante na explcação da desgualdade. Neste trabalho também são analsados, sob város ângulos, os dados sobre dstrbução da renda rural no Nordeste do Brasl, obtdos na Pesqusa Naconal por Amostra de Domcílos (PNAD) nos anos de 1995, 2001 e A análse consdera apenas as famílas com domcílo rural e as famílas cua pessoa de referênca tem atvdade prncpal na agrcultura e pessoas economcamente atvas com rendmento postvo. Esta metodologa de decomposção para o Nordeste rural tem o obetvo de dentfcar característcas peculares da regão, que poderam não ser captadas em análses para o país como um todo, como na maora dos estudos naconas que abordam o tema em questão. Bern (2007) lembra que a regão Nordeste apresentava a maor 4

5 desgualdade de renda no níco do Plano Real e hoe anda ocupa o segundo lugar entre as regões brasleras, atrás somente da regão Centro-Oeste. Além dsso, a metodologa utlzada permte entender a varação na desgualdade entre dos períodos dstntos. Desta forma, é possível analsar os determnantes da queda da desgualdade de renda no Nordeste rural durante o período e, mas recentemente, no período EVOLUÇÃO DA DESIGUALDADE DE RENDA NO BRASIL O Brasl tem apresentado, desde a década de sessenta, uma das maores desgualdades de renda de todo o mundo. Entretanto, Barros et all (2007) mostra que entre 2001 e 2005 o grau de desgualdade de renda no Brasl declnou de forma acentuada e contínua, atngndo, em 2005, o nível mas baxo dos últmos 30 anos. Anda conforme Barro et all (2007) o coefcente de Gn dmnuu quase 5%, e a razão entre a renda dos 20% mas rcos e a dos 20% mas pobres, mas de 20%. Essa redução na desgualdade contrbuu para dmnur substancalmente a pobreza e melhorar as condções de vda da população mas pobre, mesmo em um período de relatva estagnação da renda per capta. Apesar desse declíno, a desgualdade no país contnua extremamente elevada. Cerca de 90% dos países apresentam um grau de desgualdade nferor ao do Brasl. Segundo Barro et all (2007) entre 2001 e 2005, o coefcente de Gn declnou 4,6%, guado por uma taxa de crescmento da renda dos 10% mas pobres 37 p.p. maor que a dos 10% mas rcos e uma taxa de crescmento da renda dos 20% mas pobres 26 p.p. superor à dos 20% mas rcos. A Tabela 1 mostra a evolução do coefcente de Gn para a economa braslera e para as macro-regões no período de 1995 a O coefcente de Gn vara de zero a 1,00. Zero sgnfcara, hpotetcamente, que todos os ndvíduos teram a mesma renda e 1,00, mostrara que apenas um ndvíduo tera toda a renda de uma socedade. Observa-se que o índce braslero fo de 0,5693 em 2005, segundo os dados retrados do IPEA/DATA. e que o coefcente de Gn para o Brasl cau de 0,6005 para 0,5693 no período, o que sgnfcou uma redução de 0,0312 pontos. Segundo esta tendênca de queda, todas as macro-regões brasleras apresentaram uma dmnução na desgualdade de renda. 5

6 A Tabela 1 mostra que as regões Norte, Sul e Nordeste, nesta ordem, apresentaram as maores reduções no coefcente de Gn. Em 1995, a regão Nordeste apresentava a maor desgualdade de renda entre as regões, seguda pela regão Centrooeste. Em 2005, o Centro-oeste apresentou a por dstrbução de renda entre as regões, dexando o segundo lugar para o Nordeste. Tabela 01. Coefcente de Gn Brasl e Regões 1995 e 2005 Ano Brasl Nordeste Sudeste Sul Centro- Norte Oeste ,6005 0,6040 0,5674 0,5654 0,5850 0, ,6021 0,6198 0,5628 0,5608 0,6009 0, ,6021 0,6168 0,5655 0,5554 0,5991 0, ,6002 0,6098 0,5664 0,5569 0,6026 0, ,5940 0,6049 0,5593 0,5624 0,5927 0, ,5960 0,6000 0,5683 0,5476 0,5980 0, ,5892 0,5947 0,5631 0,5296 0,5949 0, ,5829 0,5849 0,5575 0,5306 0,5806 0, ,5722 0,5828 0,5424 0,5225 0,5724 0, ,5693 0,5708 0,5433 0,5154 0,5773 0,5293 Fonte: Elaborado pelo autor, dados IPEA ( 2007 ). Segundo Bern (2007) a dmnução da desgualdade de renda no Brasl é acompanhada de uma característca mportante. Pode-se verfcar que a redução na concentração de renda braslera não é somente benéfca por s só, mas também pelo aumento da renda das pessoas mas pobres. Para o país, a renda domclar per capta dos 10% mas pobres se elevou em 29,01%, enquanto a renda domclar naconal recuou 1,74% em termos reas. Quando se analsa, em nível naconal, a razão entre a renda dos 10% mas rcos sobre os 40% mas pobres, pode-se observar que esta razão declna de 23,96, no ano de 1995, para 19,53, no ano de DESIGUALDADE DE RENDA NO NORDESTE Exstem dferentes proetos governamentas de enfrentamento da desgualdade e pobreza no país. No entanto, questona-se quanto à efetvdade e veracdade do 6

7 compromsso desses proetos. Retórcas à parte, as polítcas públcas naconas e locas pouco mpacto exerceram sobre o problema. Os estudos realzados pelas mas dversas fontes mostram que o desenvolvmento econômco e tecnológco somente aumentou o fosso entre rcos e pobres ao longo dos anos e, embora haa dmnução da pobreza, segundo alguns índces, mlhões de nordestnos permanecem na lnha da pobreza ou abaxo dela. Conforme dados do Insttuto Braslero de Geografa e Estatístca (2001) apud Araúo (2003) o quadro de pobreza na regão nordestna é mas ntenso, regstrando taxa de 50,15%, mas que o dobro do resto do país (20,36%). Ao longo das últmas décadas houve baxa mobldade nos ndcadores, prncpalmente nos socas. Na zona rural nordestna, porém, esses ndcadores são mas preocupantes por serem fruto hstórco da desgual posse da terra, das polítcas públcas lmtadas, do sstema de exploração equvocado, da nstabldade nas relações de trabalho e, anda, das condções clmátcas específcas. Os reflexos desse quadro se encontram na ntensfcação dos fluxos mgratóros ruras em dreção ao meo urbano nos anos 80 e 90. Motvados pelo desemprego, subemprego e precaredade dos servços socas e outros servços, levas e levas de pobres desqualfcados aumentaram os cnturões de mséra nas cdades e a responsabldade para os Governos Estaduas e Muncpas em mplementarem polítcas de fxação das pessoas no campo. Segundo Squera (2006) o Nordeste contnua sendo a regão do país com maor desgualdade de renda. Enquanto no país como um todo a renda mensal dos 10% mas rcos da população braslera representava, em 2003, 16,9 vezes a dos 40% mas pobres, na regão Nordeste essa relação era de 18,2 vezes, dante de 15,1 vezes na regão Sudeste e 13,9 vezes no Sul. Anda conforme Squera (2006) a concentração de renda vem cando ano a ano no país, mas os números a partr de 1995 revelam também que a queda no Nordeste tem sdo mas lenta que nas outras duas regões mas populosas do país. Em 1995 os 10% mas rcos do Nordeste obtnham do trabalho 20,6 vezes o que recebam os 40% mas pobres. A redução para as 18,2 vezes em 2003 fo equvalente a 2,4 vezes. Tanto no Sudeste como no Sul a queda fo maor. No Sudeste, a relação em 1995 era gual à do Nordeste em 2003 (18,2 vezes) 7

8 e cau para 15,1 vezes. Já no Sul, a queda fo de 17,4 vezes para 13,9 vezes no mesmo período. O estudo mostra, anda, que em 2003 o rendmento-hora das pessoas ocupadas no Nordeste era de R$ 2,70, exatamente a metade dos R$ 5,4 da regão Sudeste e que o desemprego vem atngndo mas as mulheres, com uma taxa de desemprego de 11,6%, em contraste com os 7,4% dos homens. Além dsso, as mulheres ganham menos que os homens e a defasagem é maor nas faxas mas elevadas de escolardade. Sequera (2006) evdenca que os padrões na renda regonal foram caracterzados por uma desgualdade ntra-regonal maor nos anos 1970s e os 1980s, e por uma pequena convergênca na renda méda dos estados brasleros durante os anos 1990s. A Tabela 2, a segur, mostra a evolução do coefcente de Gn, que mede o grau de desgualdade exstente na dstrbução de ndvíduos segundo a renda domclar per capta, para os estados do Nordeste Braslero no período Verfca-se que de forma geral, o coefcente de Gn para os Estados do Nordeste cau no período em questão. Por exemplo, no Ceará este coefcente era de 0,617 em 1995 e reduzu-se para 0,557 em Exceção fo apenas o estado do Pauí que apresentou um aumento do índce que era de 0,588 em 1995 e aumentou para 0,591 em Segundo Bern (2007) a regão Nordeste apresenta a segunda maor desgualdade de renda entre as macro-regões brasleras. Os dados mostram uma queda da desgualdade de renda nos estados do Nordeste, entretanto, anda exste uma elevada persstênca da desgualdade. Sem dúvda, sto contrbu como empeclho na efetvação de polítcas públcas no combate a pobreza na regão nordestna. Tabela 02: Coefcente de Gn Estados do Nordeste Estados Alagoas 0,644 0,635 0,623 0,619 0,588 0,607 0,606 0,608 0,575 0,566 Baha 0,606 0,635 0,612 0,596 0,585 0,594 0,591 0,59 0,555 0,553 Ceará 0,617 0,629 0,624 0,618 0,613 0,613 0,59 0,569 0,576 0,579 Maranhão 0,579 0,601 0,619 0,605 0,575 0,574 0,567 0,578 0,609 0,521 Paraíba 0,615 0,599 0,633 0,64 0,656 0,597 0,601 0,568 0,595 0,581 Pernambuco 0,574 0,605 0,593 0,598 0,604 0,617 0,609 0,59 0,607 0,587 Pauí 0,588 0,59 0,621 0,594 0,599 0,598 0,618 0,602 0,591 0,591 Ro Grande do Norte 0,597 0,608 0,597 0,598 0,597 0,582 0,584 0,563 0,57 0,598 Fonte: Elaborado pelo autor, dados IPEA ( 2007 ). 8

9 A Fgura 1, a segur, auda na vsualzação da evolução do coefcente de Gn para os Estados do nordeste entre 1995 a Fgura 2 - Índce de Gn para os Estados do NE Braslero ,7 0,6 Coefcente de Gn 0,5 0,4 0,3 0,2 0, AL BH CE MA PB PE PI RN Estados do Nordeste Fonte: Elaborado pelo autor, dados IPEA ( 2007 ). Barros et al. (2006) explcam que a queda na desgualdade ocorre quando a renda méda dos mas pobres cresce acma da méda naconal. No Nordeste, ao longo do período , a renda domclar per capta dos 10% mas pobres cresceu 27,42%, enquanto a renda domclar da regão aumentou 4,52%. Na regão Nordeste que, a razão entre a renda dos 10% mas rcos sobre os 40% mas pobres declnou de 23,11 para 19,09. Tomando por base o headcount ndex, mas conhecdo por P(0), que é um índce de pobreza que mede a proporção de pobres, dada uma determnada lnha de pobreza, verfca-se uma redução neste ndcador para a regão Nordeste. Este índce passou de 0,61, em 1995, para 0,54, em Para o Brasl como um todo, este índce declnou de 0,35 para 0,31 neste mesmo período de tempo. Os resultados apresentados até agora mostram que a economa braslera tem passado por um processo de declíno quase nnterrupto na sua desgualdade de renda. 9

10 4. FONTE DE DADOS Os dados da pesqusa foram obtdos no Insttuto Braslero de Geografa e Estatístca (IBGE) extraídos da Pesqusa Naconal por Amostra a Domcílo (PNAD). A Pesqusa Naconal por Amostra de Domcílos (PNAD) é a mas mportante fonte anual de nformações sobre a realdade socal braslera. Trata-se da únca pesqusa com abrangênca naconal e perodcdade anual contendo nformações sobre o bem-estar da população braslera. A pesqusa coleta nformações de cerca de quatrocentos ml ndvíduos em cem ml domcílos, cobrndo as áreas de população, fecunddade, mgração, educação, trabalho e rendmento. As tendêncas apontadas pela PNAD são obeto de ntenso nteresse no meo acadêmco e na mprensa. Para acessar os mcrodados da PNAD - composta de uma ampla base de dados - necessta-se da utlzação de pacotes computaconas, neste caso utlzou-se o SPSS, para a obtenção dos dados agrupados da população para facltar a estmação do modelo da pesqusa. Segundo Corrêa (1998) embora se reconheça a boa qualdade dos dados da PNAD, algumas de suas característcas precsam ser regstradas, porque representam restrções que devem ser consderadas nas análses dos resultados obtdos. Duas são freqüentemente ctadas nos estudos sobre dstrbução de renda: a ausênca de nformações sobre o valor da produção para o autoconsumo, que pode ser parte mportante da renda real dos pequenos agrcultores, e a subdeclaração dos rendmentos mas elevados. No caso da população ocupada na agrcultura, há outras lmtações que precsam ser regstradas. Ao não abranger a área rural da regão Norte, a PNAD não permte a nclusão de uma área agrícola que, apesar de ser de menor mportânca, não é desprezível. A coleta dos dados, por sua vez, tem como base uma semana específca de referênca, não permtndo que se capte a varedade das atvdades agrícolas no país ao longo do ano. Ney (2003) ressalta que apesar das restrções, a pesqusa revela números mportantes para o estudo da desgualdade na dstrbução de renda. As estatístcas descrtvas para os dados encontram-se nas tabelas 4, 5 e 6. Ressalta-se a lmtação da dstnção entre rural e urbano pelo IBGE, como nota Del Gross e Grazano da Slva (2002). Esses autores chamam a atenção que as áreas das PNAD são mantdas fxas durante uma década. Isto é, uma área que fo classfcada como rural em 1991 permaneceu como rural até Segundo o crtéro adotado pelo 10

11 IBGE, adotou-se como áreas ruras a segunte classfcação: a) aglomerado rural de extensão urbana - compreende os aglomerados adacentes ao perímetro urbano dos muncípos; b) aglomerado rural solado, povoado aglomerações no espaço rural que se caracterzam por não estarem vnculadas a um únco propretáro e possur um conunto de edfcações permanentes e adacentes e com servços para atender seus moradores; c) aglomerado rural núcleo é o aglomerado solado com mas de 10 e menos de 51 domcílos cua área pertence a um únco propretáro; d) áreas ruras outros são os aglomerados que não se caracterzam por povoados e não estão vnculados a um únco propretáro; e) áreas ruras-exclusve são as áreas ruras propramente dtas, que não se caracterzam como aglomeração, exstênca de servços ou densdade populaconal. Na argumentação de Hoffmann (1999), a mensuração da desgualdade de renda exge que se defna a undade estatístca, a população abordada e a renda utlzada. Ou sea, é necessáro especfcar qual é a varável e qual é a população analsada. Neste artgo, para estmar as equações de rendmentos, explanadas adante, são utlzadas os dados ndvduas das PNAD s 1995, 2001 e Com o propósto de apresentar de forma mas homogênea as característcas do processo de formação de rendmentos do trabalho entre as pessoas ocupadas na área rural do Nordeste do Brasl, a partr das nformações dsponíves nas Pesqusas Naconas por Amostra de Domcílos (PNADs), selecona-se como undade de análse a varável renda mensal ndvdual de todos os trabalhos RTTR (que nclu o rendmento em dnhero e em produtos e mercadoras, provenente do trabalho prncpal e de outros trabalhos, exceto o valor da produção para autoconsumo), exclundo-se as pessoas que declararam possur rendmento nulo. 1 Também se trabalha com lmte etáro de 16 anos, para permtr que o ndvíduo possa ter concluído o prmero grau de ensno (da 1 a à 8 a sére), e á sea elemento efetvo da força de trabalho, procurando-se estabelecer um número mínmo semanal de horas trabalhadas de forma a representar, mnmamente, ocupação em turno parcal. As amostras assm consttuídas lmtam o unverso de análse aos ndvíduos: a) pertencentes à população economcamente atva (PEA), ocupados no setor agrícola; b) com renda mensal de todos os trabalhos declarada postva; c) com 16 anos ou mas de dade e, d) trabalhando 15 horas ou mas por 1 A razão de se consderar apenas os trabalhadores com renda postva decorre de se pretender comparar os resultados do período Regstra-se, entretanto, que a decsão de exclur as pessoas com rendmento nulo tende a levar a uma superestmação dos rendmentos médos e medanos, e provavelmente subestmar a desgualdade /pobreza da dstrbução. 11

12 semana e e) exclundo as pessoas sem nformação de dade, escolardade, posção na ocupação cor ou tempo semanal de trabalho. Ou sea, separaram-se as nformações amostras apenas para as famílas das áreas ruras resdentes nos estados do Nordeste. Ressalta-se que são utlzadas apenas as pessoas com atvdade únca ou prncpal na agrcultura e com nformação de valor postvo para o rendmento de todos os trabalhos. Na amostra da PNAD de 1995, 2001 e 2005 exstem , e pessoas no nordeste do Brasl. Após a aplcação destes fltros, as amostras de 1995, 2001 e 2005 consstem, respectvamente, de 7.381, e pessoas na zona rural do Nordeste. 5. METODOLOGIA 5.1 Índces de pobreza do Nordeste rural Este tem desenvolve aplcações de metodologas para a estmatva de índces de pobreza e de dstrbução de renda em áreas ruras consderando-se as Pesqusas Amostras por Amostras Domclares PNADs de 1995 a 2005 em áreas ruras do Nordeste do Brasl, com a fnaldade de verfcar se exstem alterações sgnfcatvas na proporção de pobres, ntensdade da pobreza e dstrbução de renda no período. Com estes propóstos serão determnados os seguntes índces: a) (Proporção de pobres) (Pó) - mede a proporção de pessoas pobres, ou sea, a proporção de pessoas que têm renda per capta domclar nferor à lnha de pobreza. Tal ndcador é utlzado como ponto de partda para estudos sobre pobreza, mas é nsufcente para analsá-la dado que vola dos mportantes axomas (kakwan et all, 2006). Segundo Nerder (2004) em prmero lugar, o ndcador não se altera ao se reduzr a renda de uma pessoa stuada abaxo da lnha de pobreza ou o nverso, sto é, quando a renda eleva-se sem alcançar a lnha de pobreza o ndcador permanece o mesmo. Em segundo lugar, a proporção também é nsensível à dstrbução de renda entre os pobres, não se alterando quando se transfere renda de um ndvíduo mas pobre para outro menos pobre. Sendo assm, a proporção de pobres deve ser utlzada em conunto com outros dos ndcadores, que se complementam mutuamente. Este índce é determnado da segunte forma: 12

13 q P o = ( 1 ) n Onde q é o número de pobres (pessoas cua renda per capta domclar é menor que a lnha de pobreza), e n é o tamanho da população. b) Hato da Pobreza (P 1 ) - mede a ntensdade de pobreza para o conunto da população pobre através do cálculo do desvo médo entre a renda dos pobres e o valor da lnha de pobreza e pode ser nterpretado como um ndcador do défct de pobreza, ou sea, os recursos necessáros para elevar a renda de todos os pobres ao nível da lnha de pobreza, através de uma perfeta focalzação das transferêncas de renda. Este índce é calculado com base na segunte expressão: 1 P1 = n q = 1 z y z ( 2 ) onde z é a lnha de pobreza e y é a renda per capta domclar da -ésma pessoa. c) Hato Médo ao Quadrado P 2 - O tercero índce (Squared Poverty Gap) é geralmente descrto como um ndcador de severdade da pobreza. Na construção deste índce utlza-se um peso maor para as pessoas mas pobres (o gap de pobreza é ponderado por s mesmo) e leva-se em conta a desgualdade de renda entre os pobres. P 2 = 1 n q = 1 z y z 2 ( 3 ) Onde z é o número de pobres (pessoas cua renda per capta domclar é menor que a lnha de pobreza), n é o tamanho da população. Segundo Manso et all (2006) a dscussão sobre o mpacto do crescmento da renda sobre o nível de pobreza, deve ser ncalmente precedda pela correta dmensão que se quera dar ao fenômeno pobreza. Para sua mensuração, é necessára a defnção de um ndcador de bem-estar que possblte aferr o grau de satsfação do ndvíduo em relação às suas necessdades báscas. Isto pode ser feto caracterzando a pobreza como 13

14 um fenômeno monetáro, dado tanto pela escassez de renda e/ou por um baxo nível de consumo ndvdual. Verfca-se, então que para determnar esses índces para a zona rural nordestna é necessára a defnção de uma lnha de pobreza, uma vez que é precso determnar um valor monetáro específco para que se possam separar os ndvíduos consderados pobres dos não-pobres. As lnhas de pobreza utlzadas foram obtdas nos trabalhos do IPEA - Insttuto de Pesqusa Econômca Aplcada - para os dversos estados brasleros, cua metodologa encontra-se descrta em Rocha (2003). 5.2 Equações dos Rendmentos Este tem possu o obetvo de explcar o tpo de estmação da equação de rendmentos dos trabalhadores do setor rural no Nordeste Braslero. Depos de estmar a equação fnalza-se o prmero passo para o desenvolvmento da metodologa de decomposção utlzada adante. Assum-se que a equação de rendmentos dos trabalhadores do setor rural no Nordeste é do tpo: m lny = β x = 1 ( 4 ) Onde x representa a =ésma varável explcatva da equação de rendmentos. O termo de erro aleatóro é dado por x com β = 1, e é assumdo possur méda gual a zero e m m dstrbução normal. A varável dependente logartmo neperano do rendmento de todos os trabalhos das pessoas ocupadas na área rural é usada na forma de logartmo natural, dada a sua dstrbução aproxmadamente log-normal Decomposção em Nível Este tem tem como obetvo descrever a metodologa da decomposção em nível desenvolvda por Felds (2003) baseada no trabalho de Shorrocks (1982). Segundo o autor esse tpo de decomposção consste em estmar uma regressão de saláros e desagregar seus dferentes componentes. A partr daí, pode-se computar a contrbução de cada um deles na desgualdade. Quando somadas, estas contrbuções 14

15 somam 100%, o que mostra que a partcpação de cada varável explcatva na desgualdade de renda é separadtva. Segundo Felds (2003) a decomposção em nível tem o obetvo de explcar a contrbução de cada varável ndependente da equação de Mncer sobre a desgualdade de saláros em um período específco. Neste trabalho a decomposção de uma equação de rendmentos dos trabalhadores da agrcultura do Nordeste dada pela equação (4) descrta anterormente será realzada segundo a metodologa de Shorrocks (1982) e Felds (2003). Sendo assm, tomando a covarânca dos dos termos da equação (4) acma, tem-se: cov( = 1 m β x,lny = cov( β x,lny ) ( 2 ) = 1 Pode-se perceber que o lado esquerdo da equação ( 5 ) é a covarânca de lny consgo mesma, ou sea, representa a varânca de lny. Então, 2 σ (lny ) = m = 1 cov( β x,lny ) ( 6 ) 2 Dvdndo ambos os lados por σ (ln Y ), tem-se que 100% = m = 1 cov( β x,lny ) 2 σ (lny ) = m = 1 S (lny ) ( 7 ) Onde cada S (lny ) é chamado de peso relatvo de desgualdade e pode ser escrto como cov( β x,lny ) S (lny ) = ( 8 ) 2 σ (lny ) 15

16 Usando o conceto de correlação cov( β x,lny ) correl( β x,lny ) = ( 9 ) σ ( β x ) * σ (lny ) e substtundo em (5) chega-se à β * σ ( x ) * correl( x,lny ) S (lny ) = ( 10 ) σ (lny ) Cada S (lny ) representa a parcela da varânca do logartmo natural da renda que é atrbuída ao -ésmo fator explcatvo da equação de rendmentos, nclundo o erro aleatóro. Através da equação (7), pode-se perceber que a decomposção em nível é obtda através dos coefcentes estmados na equação de saláros, do desvo padrão das varáves explcatvas e da correlação destas varáves com a varável dependente. De acordo com Shorrocks (1982), pode-se anda afrmar que S (ln Y ) = 100% ( 11 ) ou sea, uma vez obtdos os pesos relatvos de desgualdade, sua soma deverá resultar na undade. Segundo Felds (2003), pode-se perceber que uma varável ndependente é passível de contrbur bastante para a desgualdade dos rendmentos sem possur uma dstrbução muto desgual. Se esta varável possur uma alta correlação com a varável dependente, mesmo que apresente uma dstrbução com baxa dspersão, sua contrbução para a desgualdade pode ser elevada. Da mesma forma, varáves explcatvas que possuem uma dstrbução desgual podem contrbur pouco para a desgualdade se tverem uma baxa correlação com a varável dependente. 16

17 5.4. Decomposção da Dferença Este tem apresenta a decomposção da dferença baseado em Felds (2003). Esta decomposção tem o obetvo de dar peso às varáves que contrbuíram para a mudança da desgualdade de renda entre dos períodos dstntos. Sendo assm, este segundo tpo de decomposção pode mostrar quas foram as varáves mas relevantes para explcar a dmnução ou o aumento de um determnado índce de desgualdade. A decomposção da dferença é dada por Π (I(.)) que representa a contrbução do -ésmo determnante da renda salaral para a mudança de um determnado índce de desgualdade entre dos períodos de tempo. Segundo Feds (2003), tem-se que ( S,2 * I(.) 2 S,1 * I(.) 1) Π ( I(.)) = ( 12 ) I(.) I(.) 2 1 Conforme Felds (2003) vale ressaltar que, enquanto a decomposção em nível não é sensível à medda de desgualdade utlzada, a decomposção da dferença é sensível ao índce escolhdo. A equação (12) explca esta afrmação. Podese perceber que Π é uma função de (I(.)), ou sea, a contrbução do -ésmo fator explcatvo da renda para a decomposção da dferença depende do índce de desgualdade utlzado. No caso específco deste estudo, o coefcente de Gn na área rural nordestna, dada sua presença na maora dos trabalhos que envolvem dstrbução de renda, é o índce escolhdo. Felds (2003) utlza a equação (12) para ndcar quas as varáves que contrbuem para a queda/aumento da desgualdade entre dos períodos dstntos. Além dsso, é possível dar um peso relatvo para estas varáves. Como exemplos, se exstem três varáves que contrbuem para a dmnução da desgualdade, é possível obter a partcpação percentual de cada uma delas neste processo. 6. RESULTADOS E DISCUSSÃO 6.1. Índces de pobreza do Nordeste rural Na Tabela 3 são apresentadas as estmatvas da proporção de pobres (P0), (P 1 ) e (P 2 ) para os anos de 1995, 2001 e 2005 para a área rural da regão Nordeste do Brasl. Nas áreas ruras dos estados de Alagoas, Ceará, Maranhão, Paraíba, Pernambuco, Pauí 17

18 e Ro Grande do Norte, observa-se uma queda na proporção de entre O estado do Maranhão ocorreu um aumento na proporção dos pobres que fo de 0,7776 em 1995 e passou para 0,8241 em Também são apresentados os valores dos hatos de pobreza (P1) para os mesmos anos ocorrendo uma queda nos Estados da Baha, Ceará, Paraíba, Pernambuco, Pauí e Ro Grande do Norte. Esses dados mostram que a proporção de pobres nas áreas ruras se reduzu o que corrobora com Rocha (2006) que acredta que esta queda, além de dar contnudade a uma tendênca de longo prazo, pode ter sdo nfluencado postvamente pela evolução do produto agrícola. Isso parece evdencar que a agrcultura nessas áreas teve efeto favorável sobre a pobreza rural, sea pela ncorporação dos pobres em atvdades mas rentáves, nclusve não-agrícolas nas áreas ruras, sea expulsando-se para áreas urbanas. Tabela 3: Índces de pobreza do Nordeste rural no período Estados P 0 P 1 P Alagoas 0,8292 0,8354 0,8130 0,4490 0,4943 0,4859 0,2916 0,3456 0,3397 Baha 0,8001 0,8207 0,7620 0,4642 0,5113 0,4061 0,3184 0,3714 0,2645 Ceará 0,8403 0,8008 0,8141 0,5277 0,4986 0,4542 0,3762 0,3604 0,3018 Maranhão 0,7776 0,7990 0,8241 0,4802 0,4852 0,5253 0,3459 0,3409 0,3859 Paraíba 0,8337 0,8376 0,8276 0,5156 0,4806 0,4355 0,3695 0,3268 0,2814 Pernambuco 0,8394 0,8476 0,8014 0,5049 0,5293 0,4893 0,3534 0,3801 0,3436 Pauí 0,8709 0,8413 0,8211 0,5663 0,5287 0,4700 0,4276 0,3867 0,3303 Ro G. do Norte 0,7784 0,7492 0,7154 0,4274 0,4275 0,3756 0,2812 0,2948 0,2501 Fonte: Elaborado pelo autor, dados PNAD/IBGE (1995 a 2005) 6.2 Equação dos rendmentos da área rural do Nordeste do Brasl Reescrevendo a equação (4) da segunte forma: Y = β + β1 X 1 + β 2 X ε ( 13 ) 18

19 A varável dependente é o logartmo natural da renda de todos os trabalhos das pessoas ocupadas na agrcultura da área rural do Nordeste. O austamento das equações é feto por mínmos quadrados ponderados, usando o peso ou fator de expansão assocado a cada pessoa da amostra como fator de ponderação. O uso do logartmo se faz necessáro devdo ao fato de que a dstrbução dos rendmentos possu uma dstrbução aproxmadamente log-normal. São consderadas as seguntes varáves explanatóras: a) Uma varável bnára para sexo, que assume valor 1 para homens. b) A dade da pessoa e também o quadrado dessa varável, tendo em vsta que Y não vara lnearmente com a dade. Se os parâmetros para dade e dade ao quadrado forem ndcados por β 1 e β 2, respectvamente, deve-se ter β 1 > 0 e β 2 < 0 e então o valor esperado de Y (e do rendmento) será máxmo quando a dade da pessoa for gual a β 1 /( 2β 2 ). c) Escolardade, varando de 1 (no caso de pessoa sem nstrução ou com menos de um ano de estudo) a 16 (no caso de pessoa com 15 anos ou mas de estudo). d) Sndcato: varável bnára que representa a flação do trabalhador a alguma entdade sndcal. Assume valor untáro quando o trabalhador é sndcalzado e valor nulo em caso contráro. e) Quatro varáves bnáras para dstngur cor: branca (tomada como base), ndígena, preta, amarela e parda. A Tabela 4 mostra as equações estmadas para todas as pessoas ocupadas na atvdade agrícola da área rural do Nordeste do Brasl da amostra da PNADs com as nformações necessáras e também equações separadas para os três anos de estudo (1995, 2001 e 2005). Graças ao número de observações nas amostras utlzadas, quase todos os coefcentes são estatstcamente dferentes de zero ao nível de sgnfcânca de 1%. Embora os coefcentes de determnação não ultrapassem 60%, podem ser consderados bons em comparação com os resultados normalmente obtdos no 19

20 austamento de equações de rendmento. É mportante lembrar que o rendmento das pessoas é condconado por característcas pessoas de mensuração muto dfícl (como ambção, tno comercal, etc) e também em um grande componente aleatóro. Vamos nos lmtar a comentar apenas alguns dos coefcentes apresentados na tabela 8. Os coefcentes para sexo mostram o rendmento médo esperado dos homens de 37,13%, 21,00% e 28,08% em 1995, 2001 e 2005 respectvamente. Estes resultados ndcam uma queda na dscrmnação por gênero na zona rural nordestna. Esta tendênca de queda da dscrmnação por sexo no mercado de trabalho nordestno também fo verfcado por Bern (2007) que mostra que os homens ganhavam em méda 51,49% a mas que as mulheres em 1995 e 35,23% em O coefcente de escolardade ndca que cada ano adconal nesta varável produz um acréscmo de 10,81%, 21,76% e 19,72% em 1995, 2001 e 2005 respectvamente. Estes valores estão próxmos das estmatvas de Hoffmann (1999). Este autor estma uma equação de rendmentos para o Brasl utlzando dados da PNAD de 1999 e encontra um valor de 10,15% como retorno médo da escolardade. Para o setor agrícola o mesmo autor encontra um retorno de 6,66% em Usando a PNAD de 1996, Sachda et al (2004), utlza o modelo estmação de Heckman para corrgr o vés de seleção amostral e encontra um retorno médo para os anos de escolardade de 12,9%. Mas recentemente, Bern (2007) estma uma equação de saláro para o Nordeste do Brasl e encontra 14,24%, 15,39% e 12,79% no retorno médo da educação para os anos de 1995, 2001 e Para a varável cor, as estmações ndcam que os negros ganhavam em méda 21,88%, 14,79% e 12,08% a menos que os ndvíduos brancos em 1995, 2001 e Esses dados mostram que na zona rural nordestna exste uma stuação de dscrmnação muto sgnfcatva. Segundo Bern (2007) o relatóro da Organzação Internaconal do Trabalho de 2003, que cobre a década de noventa, mostra que os ndvíduos negros recebem 50% a menos que os brancos quando se leva em consderação o país como um todo. Com relação à cor parda verfca-se que esses ndvíduos também possuem em méda rendmentos nferores aos brancos em 17,82%, 14,79% e 4,07% em 1995, 2001 e 2005 respectvamente. A cor amarela apresenta rendmentos superores aos brancos em 55,79%, 55,90% e 54,81% em 1995, 2001 e

21 Os resultados encontrados para as varáves dade e dade 2, que são, respectvamente, postvo e negatvo, servem para mostrar o caráter não-lnear desta varável como os rendmentos. Isto é, os rendmentos é uma função crescente da dade até um determnado ponto de máxmo, a partr do qual, começam a decrescer. Tabela 4: Estmatvas das Equações de rendmento para pessoas ocupadas no setor agrícola no Nordeste, de acordo com a PNAD de 1995, 2001 e Varáves Explcatvas Constante ,2275 3,5006 (3,11) (58,51) (45,30) Sexo Masculno 0,3713 0,2100 0,2808 (14,03) (7,10) (10,05) Idade 0,0210 0,0050 0,0082 (6,20) ( 6,29) (2,98) Idade 2-0,0001-0,0004-0,0001 (-4,42) (-5,11) (-16,49) Escolardade 0,1081 0,2176 0,1972 (10,82) (13,33) (14,97) Sndcato 0,0108 ns 0,0681 0,5596 (0,04) (2,89) (2,63) Cor. ndígena -0,3195 0,1085 ns -0,1251 (-12,77) (0,42) (-10,47) Preta -0,2188-0,1479-0,1208 (-5,91) (-3,86) (10,53) Branca (excluída) Amarela 0,5579 0,5590 0,5481 (10,32) (11,54) (11,46) Parda -0,1782-0,1479-0,0407 (-7,88) (-3,86) (-8,86) R 2 0,521 0,324 0,448 Estatístca F 46,17 43,73 42,94 Prob>F 0,000 0,000 0,000 Nº Obser Fonte: Elaborado pelo autor, dados PNAD/IBGE (1995 a 2005). Estatístca t entre parênteses. A sgla ns assnala os coefcentes que não são estatstcamente dferentes de zero ao nível de sgnfcânca de 1%.. 21

22 6.3 Resultados da Decomposção Este tem rá apresentar os resultados da decomposção em nível e da decomposção da dferença. Entretanto, faz-se necessáro uma explcação adconal sobre a nterpretação dos dferentes tpos de varáves explcatvas na decomposção. Para varáves explcatvas que entram na equação de rendmentos como varáves smples do tpo educação, seus respectvos S s terão uma nterpretação dreta. No entanto, tal nterpretação torna-se dferente para varáves que entram na equação de formas alternatvas, como varáves com efeto não-lnear. Para o caso das varáves smples como educação, se o seu S, ou sea, sua contrbução para explcar a desgualdade é gual a y %, sto sgnfca que tal varável é responsável por y % da desgualdade num determnado período. Esta nterpretação é dferente para varáves que possuem um efeto não-lnear como dade e dade 2. Neste caso, a contrbução da categora dade para a desgualdade de renda sera dada pela soma dos seus dos S s - do lnear e do não-lnear. 6.4 Decomposção para o Período A decomposção em nível e a decomposção da dferença para o período foram sntetzadas na Tabela 5 para a zona rural nordestna. Lembrando que a decomposção em nível mostra os prncpas determnantes da desgualdade de renda dos rendmentos na área rural do nordeste num determnado período de tempo, enquanto que a decomposção da dferença ndca os prncpas determnantes da varação na desgualdade entre dos períodos dstntos. Os resultados na Tabela 5 ndcam que a varável educação é o prncpal determnante da desgualdade de rendmentos na área rural do Nordeste do Brasl. Verfca-se que para os anos de 1995 e 2005, os anos de escolardade das pessoas que ocupadas na área rural nordestna explcam, respectvamente, 31,47% e 48,92% da desgualdade. Recentemente, Bern (2007) encontrou que a educação explca 41,82% da desgualdade de renda em 1995 e 39,12% em para o nordeste como um todo. Ramos e Vera (2001) apud Bern (2007) encontram um valor de 33% para o ano de 1999, em nível naconal, o que concde com o resultado apresentado na nota técnca do IPEA (2006) para o período Isto ndca que a mportânca da educação para explcar a desgualdade é mas elevada no Nordeste do que no país como um todo. 22

23 Os resultados na Tabela 5 ndcam que ocorreu um aumento da partcpação da varável educação de 1995 para 2005, sto se deve ao aumento dos retornos médos da escolardade, como se pode ver na Tabela 4. Esses resultados não concdem com os de Bern (2007), pos este autor encontrou que a partcpação da educação para explcar a desgualdade está dmnundo no Nordeste, como um todo no período A varável dade é o segundo determnante mas mportante da desgualdade de rendmentos na agrcultura do Nordeste em 1995, com uma contrbução de 4,61%. No entanto, este valor passa para apenas 2,42% em A varável sexo é a tercera determnante da desgualdade de rendmentos em 1995, com uma contrbução de 2,47%. Observa-se que em 2005 o sexo é a segunda em grau de mportânca para explcar a desgualdade com 1,96%. A queda entre 1995 e 2005 desta varável deve-se a dmnução na dscrmnação dos rendmentos entre homens e mulheres, que pode ser observada na tabela 4. Bern (2007) também encontrou que exste dscrmnação salaral entre homens e mulheres no Nordeste, mas a dscrmnação cau no Nordeste entre Com relação a cor, os resultados mostram que sua partcpação na desgualdade é quase nula em 2005, o que va de encontro ao trabalho de Ramos e Vera (2001) apud Bern (2007). Exceto, a cor parda que em 1995 explca 1,85% da desgualdade dos rendmentos na área rural do Nordeste. Observa-se que o resíduo na decomposção em nível é mas que 50% em 1995 e 45,39% em Este resíduo mostra que as varáves explcatvas da equação de rendmentos na área rural do Nordeste não explcam totalmente a desgualdade de rendmentos. Resíduos em torno de 50% também foram encontrados nos trabalhos de Feds e Yoo (2000) e Bern (2007). A varável sndcato não fo sgnfcatva na determnação da equação de rendmentos da área rural do Nordeste em 1995, por sto não faz sentdo determnar sua explcação na determnação da desgualdade no período É nteressante verfcar que apesar de algumas varáves terem sdo sgnfcatvas na equação de rendmentos, nem todas estas varáves são mportantes na explcação da desgualdade de rendmentos. Como exemplo, a varável cor preta é sempre sgnfcante no período analsado, mas sua contrbução sobre a desgualdade é pequena. Esta é uma vantagem deste tpo de decomposção, ou sea, é possível captar nformações sobre a desgualdade de rendmentos com mas crtéro do que a smples análse dos resultados da equação de rendmentos estmada. Dto de outra forma, é 23

24 possível encontrar um coefcente altamente sgnfcatvo na estmação da equação de rendmentos, mas que não tenha mpacto na decomposção da desgualdade. Tabela 5: Contrbução das Varáves Explcatvas Decomposção em Nível e Decomposção e da Dferença Varáves S (lny), 1995 S (lny), 2005 (Gn), Educação 0,3147 0,4892 0,3806 Sexo 0,0247 0,0196 0,0731 Cor. Preta 0,0071 0,0075-0,0281 Amarela 0,0015 0,0017-0,0341 Indígena 0,0053 0,0012-0,0572 Parda 0,0185 0,0027-0,0120 Idade 0,0461 0,0242 0,0822 Sndcato Resíduo 0,5822 0,4539-0,2241 Fonte: Elaborado pelo autor, (2007) A decomposção da dferença apresentada na coluna 4 da Tabela 5 mostra que as varáves que mas contrbuem para queda da desgualdade durante o período estudado na zona rural do nordeste do Brasl, fo educação com 38,06%, sexo com 7,31% e dade com 8,22%. As varáves com snal negatvo não contrbuíram para a dmnução da desgualdade Decomposção para o Período Os resultados da decomposção para o período estão mostrados na tabela 10. Observa-se que a educação em 2001 é o prncpal determnante da desgualdade de rendmentos na área rural nordestna com 53,56%. Estes resultados estão de acordo com Bern (2007). A segunda contrbução mas mportante na explcação da desgualdade é a varável cor parda com 1,65% seguda por sndcato com 1,18%. Com relação ao sexo, pode-se observar que sua mportânca na explcação da desgualdade dmnu de 1995 para Esta redução corrobora com Bern (2007). 24

25 Entretanto de 2001 para 2005 esta varável aumenta de 1,48% para 1,96%, resultados este que não estão de acordo com Bern (2007) para o Nordeste do Brasl. A últma coluna da Tabela 6 mostra a decomposção da dferença. A varável educação, sexo e dade são as que mas contrbuem para a dmnução da desgualdade dos rendmentos na atvdade agrícola na área rural do Nordeste. Dentre estas varáves, a educação é a que apresenta maor mportânca com 47,38%. Tabela 6: Contrbução das Varáves Explcatvas Decomposção em Nível e Decomposção e da Dferença na área rural do Nordeste. Varáves Explcatvas S (lny), 2001 S (lny), 2005 (Gn), Educação 0,5356 0,4892 0,4738 Sexo 0,0148 0,0196 0,0901 Cor. Pret 0,0047 0,0075-0,1531 Amarela 0,0034 0,0017-0,1801 Indígena Parda 0,0165 0,0027-0,0145 Idade 0,0111 0,0242 0,0312 Sndcato 0,0118 0,1757-0,0012 Resíduo 0, ,2794-0,7842 Fonte: Elaborada pelo autor, (2007). 7. CONSIDERAÇÕES FINAIS Este trabalho tenta contrbur para a explcação da desgualdade de renda nos rendmentos na área rural do Nordeste Braslero, através da aplcação da metodologa da decomposção. Incalmente estmou-se a equação de rendmentos das pessoas ocupadas na atvdade agrícola da zona rural. Em seguda, aplcou-se a decomposção em nível e em dferença. Antes de realzar a decomposção fo possível mostra que a desgualdade de renda no Brasl e no Nordeste vem cando nos últmos anos através da determnação do coefcente de gn e dos índces de pobreza. Entretanto, verfca que essa desgualdade anda é muto elevada. Nas áreas ruras dos estados de Alagoas, Ceará, Maranhão, Paraíba, Pernambuco, Pauí e Ro Grande do Norte, observam-se uma queda na proporção de 25

26 entre O estado do Maranhão ocorreu um aumento na proporção dos pobres que fo de 0,7776 em 1995 e passou para 0,8241 em Os valores dos hatos de pobreza (P1) mostram que ocorreu uma queda deste índce nos estados da Baha, Ceará, Paraíba, Pernambuco, Pauí e Ro Grande do Norte. Na determnação da equação de rendmentos para a área rural nordestna, verfca-se que exste dscrmnação de cor. Por exemplo, no ano de 1995 os negros ganhavam em méda 21,88% que os brancos. Esta dscrmnação segue em queda durante o período analsado, pos em 2005 os negros recebam em méda 12,08% a menos que pessoas brancas. Quanto da decomposção em nível, a educação mostrou ser a varável mas mportante na explcação da desgualdade para o período 1995, seguda por dade, sexo e cor parda. Em 2001, a varável educação também fo a mas mportante, seguda por sndcato, cor parda e sexo. Para o ano de 2005, a educação contnua como a prncpal determnante da desgualdade de rendmentos na área rural do Nordeste. Este resultado da educação para explcar a desgualdade corrobora ao resultado encontrado por Bern (2007) em um trabalho desenvolvdo para o nordeste. Logo, a educação marca de extrema mportânca na desgualdade de renda na área rural do Nordeste, o que deve ser consderado como um fator relevante na elaboração de polítcas públcas. A decomposção da dferença mostra a que a educação é a varável que apresenta maor mportânca para a dmnução da desgualdade dos rendmentos do trabalho agrícola na zona rural do nordeste. 26

27 REFERÊNCIAS ARAÚJO, Mara Helena de. DESIGUALDADE E POBREZA NO CEARÁ: O CASO DO PROJETO SÃO JOSÉ f. Dssertação (Mestrado em Desenvolvmento e Meo Ambente) UFC/DEA, Unversdade Federal do Ceará. BERNI, Hélo Augusto de A. Evolução dos Determnantes da Desgualdade de Renda Salaral no Nordeste f. Dssertação (Mestrado em Economa) CAEN, Unversdade Federal do Ceará, Fortaleza, BARROS, R. P. ; MENDONÇA, Rosane ; HENRIQUES, Rcardo. Desgualdade e pobreza no Brasl: retrato de uma establdade nacetável. Revsta Braslera de Cêncas Socas, v. 15, n. 42, p , BARROS, R.; CARVALHO, M.; FRANCO, S.; MENDONÇA, R. Determnantes medatos da queda da desgualdade de renda Braslera. Ro de Janero: Ipea (Texto para Dscussão n. 1253). Dsponível em: < BARROS, R.; MIRELA, M.; FRANCO, S.; MENDONÇA, R. (2006) Conseqüêncas e Causas Imedatas da Queda Recente da Desgualdade de Renda Braslera. IPEA. Texto para Dscussão n CORRÊA, A. J. Dstrbução de renda e pobreza na agrcultura braslera. Praccaba, Edtora Unmep, DEL GROSSI, M. E. e GRAZIANO DA SILVA, J. O uso das PNADs para as Áreas Ruras. Texto para Dscussão no. 874, IPEA. Ro de Janero, abrl, FIELDS, G. S.; YOO, G. (2000) Fallng Labor Income Inequalty n Korea s Economc Growth: Patterns and Underlyng Causes. Revew of Income and Wealth, vol. 46, n.2, Junho, p

28 FIELDS, G. S. (2003) Accountng for ncome nequalty and ts changes: A new method wth applcaton to the dstrbuton of earnngs n the Unted States, Research n Labour Economcs, vol. 22, p HOFFMAN, Rodolfo. Dstrbução de Renda no Brasl em Insttuto de Economa UNICAMP, SP, Brasl.17p. (1999). INSTITUTO DE PESQUISA ECONÔMICA APLICADA IPEA (2006) Sobre a Recente Queda da Desgualdade de Renda no Brasl. Nota Técnca. Agosto. IPEA. Insttuto de Pesqusa Econômca Aplcada. Brasíla: Ipea, IPEADATA, Dsponível em: < ( Acesso em 10 outubro de 2007 ). KAKWANI, N.; NERI, M.; SON, H. H. (2006) Lnkages Between Growth, Poverty and Labour Market. Ensaos Econômcos. FGV. n MANSO, C. A; BARRETO, F. A; TEBALDI, E. O desequlíbro regonal braslero: novas perspectvas a partr das fontes de crescmento pro-pobre. Fortaleza: CAEN, NERDER, Dantas Henrque; SILVA, J. L. Marano. Pobreza e Dstrbução de Renda em Áreas Ruras: uma abordagem de Inferênca. Revsta de Economa e Socologa Rural, Ro de Janero, vol. 42, nº 03, p , ul/set NEY, Marlon Gomes Ney; Hoffmann Rodolfo. Desgualdade de renda na agrcultura: o efeto da posse da terra. Revsta de economa, Nteró (RJ), v. 4, n. 1, p , an./un PRATES, F. M. (1996) Desgualdade de renda e pobreza em Mnas Geras. Dssertação de Mestrado, CEDEPLAR/UFMG, Belo Horzonte. ROCHA, SONIA. Pobreza no Brasl: Afnal, de Que se Trata? Ro de Janero: Fundação Getúlo Vargas, 1ª. Ed

29 ROCHA, SONIA. Pobreza no Brasl: Afnal, de Que se Trata? Ro de Janero: Fundação Getúlo Vargas, 3ª. Ed SACHIDA, A.; LOUREIRO, P. R. A.; MENDONÇA, M. J. C. (2004) Dscrmnação Salaral e Local de Morada: um estudo para o Dstrto Federal. In: XXXII Encontro Naconal de Economa ANPEC, João Pessoa. SHORROCKS, A. F. (1982) Inequalty Decomposton by Factor Components, Econometrca 50, n.1, p SIQUEIRA, M. L.; SIQUEIRA, M. L. (2006) Desgualdade de Renda no Nordeste Braslero: Uma Análse de Decomposção. In: XI Encontro Regonal de Economa ANPEC/Nordeste. SQUIRE, L.; ZOU, H. (1998) Explanng Internatonal and Intertemporal Varatons n Income Inequalty. The Economc Journal, v p