A PREVIDÊNCIA SOCIAL COMO DETERMINANTE DA DISTRIBUIÇÃO DA RENDA REGIONAL: UMA ANÁLISE ECONOMÉTRICA

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1 A PREVIDÊNCIA SOCIAL COMO DETERMINANTE DA DISTRIBUIÇÃO DA RENDA REGIONAL: UMA ANÁLISE ECONOMÉTRICA APRESENTACAO ORAL-Políticas Sociais para o Campo DACIELI SAUSEN 1 ; RITA INÊS PAETZHOLD PAULI 2 ; CLAÍLTON ATAÍDES DE FREITAS 3. 1.UFES, VITÓRIA - ES - BRASIL; 2,3.UFSM, SANTA MARIA - RS - BRASIL. A PREVIDÊNCIA SOCIAL COMO DETERMINANTE DA DISTRIBUIÇÃO DA RENDA REGIONAL: UMA ANÁLISE ECONOMÉTRICA SOCIAL SECURITY AS A DETERMINANT OF REGIONAL DISTRIBUTION OF INCOME: AN ECONOMETRIC ANALYSIS Políticas Sociais para o Campo Resumo: Este artigo propõe analisar como a Previdência Social gaúcha afeta a distribuição da renda a nível municipal no Rio Grande do Sul. Para tal, foram utilizados dados municipais referentes à arrecadação e despesa previdenciária, PIB, à quantidade e proporção de idosos na população e ao PIB per capita, no ano de Assim, estima-se um modelo de regressão múltipla que tem como variável dependente a arrecadação previdenciária/despesa previdenciária e como independentes as acima citadas. Os resultados estimados possibilitaram concluir que a previdência social desempenha um perfil redistribuidor regional de renda, pois, todos os coeficientes das variáveis apresentaram valores estatisticamente diferentes de zero. Há influência da quantidade de idosos, tanto em termos absolutos quanto relativos, tal como era esperado por se tratar de uma política social em que um dos objetivos é a reposição de renda em função da perda de capacidade laboral em idades avançadas. Palavras-Chave: previdência social; distribuição da renda; produto interno bruto Abstract: This article aims to analyze how Social Security affects the regional income distribution at the municipal level in Rio Grande do Sul To this end, we used data relating to municipal revenue and pension expenditure, GDP, the number and proportion of elderly in the population and GDP per capita, in Thus, it is estimated a multiple regression model whose dependent variable to store social security / pension expenditure as independent and the above mentioned. The estimated results permit to conclude that social security plays a profile of regional income redistribution, then all the coefficients of the variables were statistically different from zero. There are the influence of the elderly, both in absolute and relative terms, as was expected because it is a social policy that one goal is the replacement of income due to loss of work capacity at older ages. 1

2 Keywords: Social Security, income distribution, gross domestic product 1 INTRODUÇÃO A Previdência Social tem por fim assegurar aos seus beneficiários meios indispensáveis de manutenção, por motivo de incapacidade, idade avançada, desemprego involuntário, encargos de família e reclusão ou morte daqueles de quem dependiam economicamente. Com a reforma constitucional de 1988 cria-se então um apoio financeiro aos cidadãos que não possuem capacidade laboral. No Brasil e, mais especificamente, no estado gaúcho, a questão da contribuição do servidor para o Regime Geral de Previdência Social (RGPS) 1 afeta toda a população. Os programas de aposentadorias são empreendimentos caros. Com a maturação das economias eles crescem até se incluírem entre as maiores instituições fiscais de suas sociedades. Seu financiamento exige tipicamente contribuições do trabalhador (e/ou empregador) acima de 10% dos ganhos brutos. Seus fluxos financeiros podem facilmente crescer até representar 5% a 10% do Produto Interno Bruto (PIB) do país, o que a deixa longe de qualquer outra atividade do governo (THOMPSON, 2000). As contribuições da seguridade social, na medida em que representam um déficit no orçamento familiar, acabam influenciando a quantidade total da renda disponível utilizada no atendimento das necessidades básicas do cotidiano. Partindo desse pressuposto, argumenta-se que o RGPS é progressivo do ponto de vista funcional, no sentido de que a rentabilidade da previdência das pessoas de menor rendimento tende a superar à observada para os indivíduos de maior remuneração (CAETANO, 2006). A reposição da renda em caso de perda de capacidade laborativa e a redução da pobreza por meio da distribuição de recursos de grupos mais afluentes para os menos, dois objetivos fundamentais do regime de previdência 2, estão, por isso, diretamente ligados com a distribuição de renda da região. Dada essa realidade, percebe-se a influência da seguridade social na economia de uma determinada região. Não bastasse isso, a previdência gera ainda efeitos na distribuição e alocação da renda regional. Na medida em que a rentabilidade da previdência das pessoas de menor rendimento tende a superar à observada para os indivíduos de maior remuneração, a progressividade das contribuições previdenciárias na distribuição de renda é fator preponderante no desenvolvimento regional. Assim, este trabalho propõe analisar como a Previdência Social gaúcha afeta a distribuição da renda do ponto de vista municipal para Como objetivos específicos 1 Não faria sentido incluir os Regimes Próprios de Previdência Social (RPPS) neste estudo porque cada RPPS tem a cobertura restrita aos seus próprios servidores. Nesse sentido, não afetam a distribuição regional de renda porque despesa e arrecadação previdenciárias ficam circunscritas a cada um dos RPPS (CAETANO, 2008, p.7). 2 Ver Caetano, M. Texto para Discussão n 1318, IPEA,

3 busca averiguar a resposta do PIB, bem como o número e a proporção de idosos sobre a arrecadação e despesa previdenciária municipal. Esta pesquisa está organizada em 4 capítulos, sendo o capítulo 1 constituído por esta Introdução. O capítulo 2 apresenta-se a metodologia utilizada. O capítulo 3 reúne os resultados da pesquisa e, finalmente, o capítulo 4 apresenta a conclusão do estudo. 2 METODOLOGIA 2.1 Definição das variáveis e fonte de dados A pesquisa proposta conta com dados secundários das seguintes variáveis: - Arrecadação Previdenciária total: Os dados da arrecadação correspondem ao valor dos recolhimentos provenientes de todas as receitas incluídas na Guia da Previdência Social - GPS 3, de janeiro a dezembro de cada ano. Abrangem receitas de contribuições sociais (empresas, entidades equiparadas e contribuições em geral, débitos e parcelamentos (administrativo e judicial), patrimoniais, devolução de benefícios, reclamatória trabalhista e outros. Estes dados correspondem à rubrica 11 da GPS, que inclui contribuições relativas a outras entidades (SESC, INCRA, Salário- Educação) e os acréscimos legais (atualização monetária, juros e multas). Os dados são gerados por local de pagamento e o mês de referência é o de mês de processamento da GPS (mês civil). São computadas todas GPS, mesmo aquelas com erros de fechamento (quando a soma dos valores das rubricas é diferente da rubrica de total). Foram utilizados dados municipais disponibilizados junto ao Ministério da Previdência Social (MPS), para o ano de Despesa previdenciária total: Os dados de valor de benefícios emitidos por município correspondem ao valor líquido dos créditos para pagamento de benefícios (diferença entre valor bruto e descontos), de janeiro a dezembro, classificados pelo município do órgão pagador (onde o segurado recebe seu benefício) e por clientela. As estatísticas municipais de despesa previdenciária, ano base de 2006, estão disponíveis junto ao Ministério da Previdência Social. - Número absoluto e proporção de idosos na população total: Os dados sobre a população idosa (65 anos ou mais) e a proporção de idosos na população total do município, encontram-se disponíveis na Fundação de Economia e Estatística (FEE) 4. 3 A Guia de Previdência Social (GPS) é o documento hábil para o recolhimento das contribuições sociais a serem utilizados pelos contribuintes individuais, contribuintes facultativos e para o empregado doméstico. 4 Dados disponíveis em < 3

4 A fim de conhecer a proporcionalidade da relação entre número de idosos na população total de cada município gaúcho, faz-se necessário calcular a percentagem por classes de municípios segundo a população. - Produto Interno Bruto (PIB) e Produto Interno Bruto per capita: Segundo Blanchard (1999, p. 21) existem três maneiras de definir o PIB na economia, todas equivalentes: o PIB correspondendo ao valor dos bens e serviços produzidos em uma economia durante um determinado período, por outro lado, visto como a soma do valor adicionado na economia em um dado período e, por último, sendo a soma de toda a renda gerada na economia em determinado período. De qualquer forma é um dos indicadores mais utilizados na macroeconomia com o objetivo de mensurar a atividade econômica de uma região. Na pesquisa serão utilizados dados do PIB total municipal bem como o PIB per capita. Este é calculado a partir da divisão do PIB total sobre população existente no município, minimizando as discrepâncias entre o tamanho das cidades em termos de habitantes totais. As estatísticas, tanto totais quanto relativas, apresentam-se disponíveis na Fundação de Economia e Estatística (FEE). - Distribuição dos municípios sem arrecadação previdenciária: Uma das características peculiares à previdência no Brasil é que grande parte dos municípios não apresenta arrecadação previdenciária. De fato, no ano de 2006, houve um total de municípios que não exibiram contribuição previdenciária alguma. A captação da variável binária (dummy) se deu a partir dos dados fornecidos pelo Ministério da Previdência Social, onde se atribuiu o valor de 1 para os municípios não arrecadadores de previdência e, 0 para os demais. Para o Rio Grande do Sul, foco da presente pesquisa, evidenciou-se um montante de 164 municípios sem arrecadação. 2.2 Modelo Econométrico como: A função que relaciona as variáveis acima mencionadas pode ser especificada Ao logaritmizar a equação (1), chega-se a ao modelo econométrio proposto: em que, ARDESP = Arrecadação previdenciária total/ despesa total previdenciária 5 ; IDOSOS = número de idosos (65 anos ou mais); (1) (2) 5 Naturalmente que um quociente superior a um indica que o município é superavitário, inferior a um aponta ente da federação deficitário e, por fim, se o valor se iguala à zero, então, o município não arrecada para o RGPS. Como não existe logaritmo de zero, assumiu-se nesse último caso um valor arbitrário baixo de 0, para o quociente de modo que se pudessem efetuar os cálculos da regressão (CAETANO, 2008, p.9). 4

5 PIBT = PIB total do município, medido em R$ mil; DUMMY = 1 caso o município não apresente arrecadação previdenciária ou valor nulo caso contrário; α i = ; µ i = termo de erro estocástico; e, e = logaritmo de base natural A equação (2) procura averiguar a possibilidade de a previdência social ser um instrumento de redistribuição de renda por meio de uso de variáveis absolutas, ou seja, quantidade de idosos no município e PIB total da municipalidade. Como forma de relativizar a influência que essas duas variáveis teriam sobre o resultado previdenciário, utilizou-se um modelo alternativo descrito pela equação (3), em que se consideram a proporção de idosos na população e o PIB per capita 6. em que, ARDESP = Arrecadação previdenciária/despesa previdenciária; % IDOSOS = proporção de idosos na população total do município; PIBP = PIB per capita, medido em R$; DUMMY = 1 caso o município não apresente arrecadação previdenciária ou valor nulo caso contrário; α i = ; e, = termo de erro estocástico. Tais modelos se ajustam ao escopo da presente pesquisa na medida em que os coeficientes angulares β i medem a elasticidade de Y (variável dependente) em relação ao respectivo regressor, isto é, a variação percentual de Y correspondente a dada variação (pequena) em X (variável explanatória). Tendo isso, cabe ressaltar dois pontos especiais quanto ao uso do modelo log-linear: ele pressupõe que o coeficiente de elasticidade entre Y e os regressores X, permanecem constantes e que, o intercepto ( é um estimador (3) 6 Há razões para justificar um modelo que procura explicar o resultado em termos absolutos, como na versão da equação (2); ou em termos relativos, como na versão (3). A justificativa para um modelo, como o proposto na equação (2) é que o tamanho por si só importa em razão dos ganhos de escala. Do ponto de vista da arrecadação, é mais fácil fiscalizar um município grande, em termos de PIB, que concentra várias atividades econômicas distintas que outro com PIB per capita semelhante, mas com PIB total menor, dados os custos de se estabelecer uma estrutura fiscalizadora no local. De modo análogo, municípios com mais idosos em termos absolutos teriam mais facilidade de sediar agências previdenciárias, assim como a informação fluiria com mais rapidez na população alvo dos programas, o que implicaria maior nível de gastos previdenciários. A explicação para um modelo tal como o proposto em (3) reside no fato de se observar as variáveis em termos relativos, e não absolutos (CAETANO, 2008). 5

6 tendencioso do verdadeiro, embora, esta característica seja de valor secundário na maioria dos problemas práticos (GUJARATI, 2006, p.143). As variáveis especificadas em termos das razões idosos/população total e arrecadação/despesa previdenciária evidenciam que pode haver sim, distribuição de renda via Previdência, pois se os municípios maiores contribuem mais com a previdência do que a oneram e nos menores essa relação é inversa, então, se isso for comprovado pelos testes econométricos e pelas razões apresentadas, é porque a previdência é um meio eficaz de distribuição em termos regionais. Tendo em vista o modelo acima especificado, o quadro abaixo apresenta os sinais esperados para os parâmetros utilizados no modelo. Quadro 1 Sinais esperados dos parâmetros Parâmetros Fonte: Elaboração própria. Sinais esperados, (-) Espera-se que o valor de, bem como de, seja estatisticamente menor do que zero o que revela que a maior quantidade de idosos aumenta a tendência do município a mostrar resultados previdenciários negativos. De modo alternativo, o sinal positivo de e de assinala uma previdência progressiva em termos regionais porque municípios mais ricos teriam a tendência a apresentar resultados de fluxo de caixa superiores aos mais pobres, o que implica redistribuição de renda por meio da previdência dos municípios de maior PIB para os de menor renda. Por razões opostas, o valor negativo de e mostraria regressividade regional da previdência. Por fim, o sinal negativo para a variável binária evidencia que maiores sendo os municípios não arrecadadores de previdência, menor a razão arrecadação/despesa, a variável dependente do modelo econométrico. (+) (-) 2.3 Método de procedimento Testes Geral de Heterocedasticidade de White 6

7 Uma premissa fundamental do modelo de regressão linear clássico 7 é a de que os termos de erro µ i, da função de regressão devem ser homocedásticos, isto é, devem ter todos a mesma variância. No entanto, como o modelo econométrico utilizado na pesquisa é um modelo do tipo cross-section, há o problema especial de heterogeneidade. Quando incluímos dados tão heterogêneos em uma análise estatística (comparar Porto Alegre com São Pedro, em número de habitantes, por exemplo), o efeito magnitude ou escala deve ser levado em conta. Diante disso, aplica-se os Teste de heterocedasticidades de White para detectar a presença ou não do efeito da heterocedasticidade, uma vez que o número de observações permite utilizar esse teste Providências Corretivas O método mais direto de corrigir a heterocedasticidade é o emprego dos mínimos quadrados generalizados, pois os estimadores assim obtidos são BLUE 9, ou seja, são melhores estimadores lineares não tendenciosos Teste de Normalidade Jarque - Bera (JB) O modelo normal de regressão linear clássico pressupõe que cada, seja normalmente distribuído com média igual a zero e variância constante. Conforme Gujarati (2006, p.120), sob a hipótese nula de que os resíduos são normalmente distribuídos, Jarque e Bera demonstram que, assintoticamente a estatística JB segue a distribuição de quiquadrado. Se o valor p calculado para a estatística JB em uma aplicação for suficientemente pequeno, o que acontece se o valor da estatística for muito diferente de zero, podemos rejeitar a hipótese de que a distribuição dos resíduos é normal e vice-versa. 3 RESULTADOS E DISCUSSÃO Ao se estimar o modelo econométrico especificado na equação (2), os resultados são como seguem na Tabela 2. Tabela 2 Resultados da estimação da regressão (2) Lnidosos lnpibt Dummy Constante 7 O princípio de Mínimos Quadrados Ordinários (MQO) escolhe β 1 e β 2 estimados de tal forma que, para qualquer amostra ou conjunto de dados, o ) µ 2 i seja o menor possível. 8 Para maior detalhe sobre este teste ver Gujarati (2006). 9 Um estimador é BLUE quando atende às premissas de linearidade, não tendenciosidade e variância mínima na classe de todos os estimadores lineares não tendenciosos, ou seja, é um estimador eficiente. 10 O leitor poderá encontrar mais informações sobre esse método em Gujarati (2006). 7

8 Β i -0, , , , 6443 Ep. (0,0956) (0, 0776) (0, 1029) (0, 4541) O teste t para os parâmetros, ao nível de significância de 5%, indica que todos coeficientes das variáveis são estatisticamente significativas. Dado que o valor calculado para as variáveis explanatórias especificadas no modelo, como descrito na Tabela 2, aponta um valor superior ao valor crítico de 1, 960, ao nível de significância proposto. Assim, rejeita-se hipótese nula de que não há relação entre a variável dependente e as variáveis explanatórias do modelo. Com relação ao valor do R 2 para a equação com dados absolutos, tem-se um valor de 0,95872, evidenciando assim que cerca de 95% da variação na arrecadação/despesa previdenciária é explicada pelos regressores. Valendo-se das mesmas observações para os dados relativos, como mostra a equação (3), tem-se: Tabela 3 Resultados da estimação da regressão (3) Lnidosos lnpibp Dummy Constante Β i -0, , , , 3970 Ep. (0, 1705) (0, 1024) (0, 0868) (0, 97261) O teste t para os parâmetros aponta, ao nível de significância de 5%, que as variáveis são estatisticamente significativas. Dado que o valor calculado para as variáveis explanatórias, como mostra a Tabela 3, é maior que o valor crítico de 1,960, rejeita-se a hipótese nula de que não há relação entre a variável dependente e os regressores, individualmente. O grau de ajustamento do modelo para dados relativos indica que cerca de 95% da variável dependente é explicada pela variáveis explanatórias do modelo relativizado, obtendo-se o mesmo resultado do modelo anterior, para dados absolutos. 3.1 Testes de Heterocedasticidade e de normalidade Considerando o modelo econométrico (2) é do tipo cross-section, onde os dados são apresentados no mesmo ponto do tempo, pode ocorrer o problema da heterocedasticidade do resíduo. Para detectar a presença ou não desse problema, recorre-se ao teste geral de heterocedasticidade de White, o qual resulta no valor do qui-quadrado crítico, no nível de significância de 5%. de 15, 5073, menor do que o valor calculado de 22,98. Portanto, confirmando presença de heterocedasticidade no vetor de resíduos, para o modelo em questão. 8

9 Além desse problema, o teste de normalidade de JB resultou em um valor p calculado muito próximo de zero, o que perfaz a rejeição da hipótese nula de normalidade dos resíduos. Num segundo momento, tendo como base os valores relativos da equação 3, o teste geral de heterocedasticidade de White resultou num qui quadrado calculado de 8,03917, portanto, menor do que o valor crítico de 15,5073, evidenciando assim ausência de heterocedasticidade. Tal confirmação indica que a utilização de dados relativos, como forma de diminuir a discrepância das variáveis sobre o resultado previdenciário, acaba por tornar o modelo econométrico homocedástico. Sendo assim, os termos de erro, condicionados aos valores das variáveis explanatórias, têm todos a mesma variância. Portanto, todos os testes são válidos para o modelo de regressão (3). Ao aplicar o testes de normalidade para a equação (3), através da estatística JB, pode-se rejeitar a hipótese de que os resíduos se distribuem normalmente. Gujarati (2006) afirma que na presença de heterocedasticidade todos os testes conclusões ou inferências que se fizer podem ser enganosas, dado que a eficiência dos estimadores não estará presente. Além disso, a rejeição da hipótese da normalidade dos resíduos apontada denota o problema da consistência dos estimadores. Diante disso, uma análise mais aprofundada em torno destes temas torna-se imprescindível para a obtenção de um resultado válido. Diante de tais resultados, torna-se necessário o aprofundamento teórico no que se refere à relevância da hipótese da normalidade na interpretação dos modelos econométricos. Como afirma Gujarati (2006, p.89), se estivermos lidando com uma amostra de tamanho pequeno, ou finito, digamos de cem observações, a premissa de normalidade assume papel fundamental. No entanto, se o tamanho da amostra for suficientemente grande, como é o caso da pesquisa, pode-se relaxar tal premissa. Cabe ao pesquisador, segundo indica o autor, verificar a adequação da imposição da normalidade aos dados trabalhados na prática. Além disso, como afirma Greene (1997, p.234), a normalidade não é necessária para a obtenção de muitos resultados usados na análise de regressão múltipla, ou seja, na análise de regressão com três ou mais variáveis, caso dos modelos econométricos especificados no estudo. Apesar de permitir alcançar resultados mais exatos, aponta o autor, pode-se também, relaxar tal hipótese. Nesse sentido, os resultados dos testes econométricos descritos até então podem ser conservados. Por essa razão, mesmo consciente que os resíduos não se distribuem normalmente e sabendo das implicações desse problema, decidiu-se estimar a regressão que melhor ajustou os dados, equação (3), tendo em mente as ponderações ressaltadas em Greene (1997) e Gujarati (2006). Assim, conforme exposto na Tabela 3, os parâmetros do modelo são significativos, comprovados pelos testes t e F. A variável dependente, arrecadação/despesa previdenciária, é explicada pelas variáveis explanatórias, a saber: proporção de idosos na população total, PIB per capita municipal e a variável binária, representando todos os municípios que não arrecadam para a previdência social. Além disso, os sinais esperados 9

10 para os coeficientes do modelo relativizado foram alcançados, evidenciando-se uma relação positiva entre a variável PIB per capita e a variável dependente, arrecadação/despesa previdenciária, bem como uma relação inversa no que se refere à proporção de idosos por município gaúcho. No primeiro caso, o sinal positivo assinala uma previdência progressiva em termos regionais na medida em que os municípios que apresentam maior produto evidenciam também maiores fluxos de caixa (arrecadação/despesa previdenciária), ou mais especificamente, a variação de 1% no PIB per capita municipal gera incremento de 0,59% na arrecadação/despesa previdenciária. No segundo caso, a relação inversa entre a proporção de idosos e a variável dependente, arrecadação/despesa previdenciária, revela que a maior quantidade de idosos na população total aumenta a tendência em o município apresentar resultados previdenciários negativos, sendo que uma variação de 1% na proporção de idosos gera incremento de 0,91% na variável dependente. No que concerne à variável binária, a constatação de uma relação inversa em relação à variável dependente confirma a hipótese de que o aumento dos municípios que não arrecadam previdência acarretará em uma diminuição da relação arrecadação/despesa previdenciária, a variável dependente do modelo econométrico especificado na pesquisa. No caso, a variação de 1% na variável binária gera incremento de 8,63% na arrecadação/despesa previdenciária municipal gaúcha. Gomes e Mac Dowell (1998) concluem no seu estudo que, de maneira generalizada, municípios pequenos, situados em regiões mais pobres, são favorecidos em relação aos grandes municípios das regiões mais ricas. Conforme os resultados da estimação da equação (3), as variáveis especificadas em termos das razões idosos/população total e arrecadação/despesa previdenciária evidenciam que pode haver sim, distribuição de renda via previdência, pois se os municípios maiores contribuem mais com a previdência do que a oneram, e nos municípios menores esta relação é inversa, comprova-se que há redistribuição de renda através dos recursos (benefício arrecadação) da previdência social. 4 CONCLUSÕES Este estudo procurou determinar como a Previdência Social do Rio Grande do Sul afeta a distribuição da renda do ponto de vista regional, mais especificamente, municipal, considerando o ano de Com base na metodologia exposta, os resultados apontam um perfil redistribuidor regional de renda que a previdência social desempenha em que os municípios de maior produto transferem renda por meio de benefícios previdenciários para os menos abastados. Escolhida a regressão com base em critérios estatísticos, evidencia-se que todas as variáveis apresentam valores estatisticamente diferentes de zero. Há influência da quantidade de idosos, tanto em termos absolutos quanto relativos, a respeito do aumento das necessidades de financiamento da Previdência, tal como se esperaria por se tratar de uma política social em que um dos objetivos é a reposição de renda em caso de perda de capacidade laboral em idades avançadas. Além disso, os testes econométricos apontam o 10

11 fato de tanto o PIB total quanto o PIB per capita municipal afetarem positivamente o montante arrecadado com previdência em relação aos seus pagamentos de benefícios. REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS ANUÁRIO ESTATÍSTICO DA PREVIDÊNCIA SOCIAL. Disponível em: < Acesso em: 02 out BLANCHARD, O. L. Macroeconomia: teoria e política econômica. Rio de Janeiro: Campus, CAETANO, M. A. Previdência Social e distribuição regional da renda. Brasília: IPEA, Texto para discussão nº 1318, CAETANO, M. A. Subsídios cruzados na previdência social brasileira. Brasília: IPEA, Texto para discussão nº 1211, FUNDAÇÃO DE ECONOMIA E ESTATÍSTICA. FEE. Disponível em:< Acesso em: 23 set GOMES, G.M.; MAC DOWELL, M. C. Transferências de renda para as famílias: Estimativas em nível de municípios. In: Conjuntura Social. Brasília: v.9 n.2 abr./mai./jun GREENE, W. H. Econometric Analysis. 3ª ed. New Jersey: Prentice Hall, GUJARATI, D. Econometria Básica. 4ª ed. Rio de Janeiro: Elsevier, MDT - Estrutura e apresentação de monografias, dissertações e teses. Universidade Federal de Santa Maria. Pró-reitoria de pós-graduação e Pesquisa. 6ª edição revisada e ampliada. Santa Maria: editoraufsm, MINISTÉRIO DA PREVIDÊNCIA SOCIAL. MPS. Disponível em:< Acesso em: 28 set THOMPSON, L. A economia política da reforma da previdência. Brasília: Ministério da Previdência Social, (Coleção Previdência Social, v.9) THOMPSON, L. Mais velha e mais sábia: a economia dos sistemas previdenciários. Brasília: Ministério da Previdência Social, (Coleção Previdência Social, v.4) 11