Decomposição do Índice de Gini: Análise da Parcela Aposentadorias e Pensões no Brasil e nas macrorregiões, entre 2005 e 2011

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1 Decomposição do Índice de Gini: Análise da Parcela Aposentadorias e Pensões no Brasil e nas macrorregiões, entre 2005 e 2011 Grupo de Pesquisa: Políticas públicas e pluralidades regionais Resumo Tendo em vista as desigualdades dos regimentos de aposentadorias e pensões do setor público e privado, o presente estudo objetiva analisar a fonte de rendimento domiciliar Aposentadorias e Pensões que estão sob as normas do RGPS e RPPS, utilizando como critério de divisão de dados o valor do teto do benefício estipulado pelo INSS, a partir da base de dados da PNAD, entre os anos de 2005 e 2011, para o Brasil e nas macrorregiões brasileiras. Por meio da decomposição do Coeficiente de Gini, o estudo evidenciou que, essa parcela, com um todo, concentrou renda no Brasil e em quase todas as regiões, com excessão do Sul. Contudo, ao fazer a divisão das aposentadorias e pensões com base no teto, revelou-se que àquelas que são do RGPS, em todos os casos, desconcentrou renda, enquanto que os benefícios do RPPS concentraram renda. Concluiu-se que, as próprias regras de concessão de direitos previdenciários são a causa da natureza não distributiva das aposentadorias e pensões no Brasil. Palavras-chave: Distribuição de Renda; Aposentadoria; Pensões JEL: D31, D63 Abstract Taking into account the inequalities of the retirement and pension regiments in the public and private sectors, this current paper seeks to analyse the home income source called Retirement and Pensions, which is ruled by the RGPS and RPPS, using the ceiling value stipulated by INSS as the data separation criterion, from the PNAD database between 2005 and 2011 for Brazil and its macro-regions. By decomposing Gini s Coeficient, this work gathered evidences that show that, as a whole, such installment yielded income concentration in Brazil and in almost all regions, unlike the South region, where the income hasn t been concentrated neither diluted. However, spliting the Retirement and Pensions income source by the INSS ceiling value revealed that, in all cases, the RPGS benefits had indeed deconcentrated the income, whilst the opposite ocurred with the RPPS benefits. As a conclusion, the own rules of concession rights are the cause of the retirement and pensions non-distributive nature in Brazil. Keywords: Income Distribution; Retirement; Pensions JEL: D31, D63 1

2 1 Introdução O Brasil tem passado por grandes transformações de ordem econômica e institucional, que a partir do plano Real, culminou na estabilização da economia e diminuição das disparidades sociais, mais pessoas co acesso aos serviços essenciais de saúde e saneamento básico, melhores índices de alfabetização e menos pessoas com renda abaixo da linha de pobreza. Dentre as mudanças institucionais, a Constituição de 1988 tornou-se o principal marco para o combate à pobreza. O discurso de Ulysses Guimarães quando promulgou a constituição, O inimigo mortal do homem é a miséria. O estado de direito, consectário da igualdade, não pode conviver com estado de miséria., expõe bem a intensão das políticas públicas para o âmbito do bem estar social. Tem-se exemplo, as grandes mudanças no sistema previdenciário, que passou a abranger a todos os trabalhadores e trabalhadoras com mais de 65 e 60 anos, a criação da aposentadoria rural, com o piso de um salário mínimo, a criação de programas federais de transferência de renda condicionadas, sendo o primeiro deles o Programa de Erradicação do Trabalho Infantil (PETI), seguido do Bolsa Escola, Bolsa Alimentação, Cartão Alimentação, e culminando na unificação e ampliação desses programas, com o Bolsa Família. Barros et al. (2006b) e Neri (2007) apontam que, entre 2001 e 2005, o país logrou uma significativa queda na desigualdade de renda e um elevado PIB per capita, entretanto, é importante ressaltar que os níveis de desigualdade ainda são altos, se comparados aos países com o mesmo grau de desenvolvimento. Ainda segundo Neri (2007), em 2005, tomando a metade mais rica da população, 10% destes apresentam uma renda média de R$1.877,00, e os outros 40% com uma renda média de R$440,00, e a outra metade mais pobre detém uma renda média per capita de R$123,00. O país expõe, ao mesmo tempo, números equivalentes à Bélgica, ao Peru e à Índia. Realidade também observada, se tomar as diferentes regiões metropolitanas do país, como aponta Neri (2006), em que aquelas situadas no nordeste mostraram as menores médias de rendimentos per capita, além de terem os maiores índices de miséria do país. Contudo, diversos trabalhos (FERREIRA, 2003; HOFFMANN, 2007; SABÓIA, 2007; FERREIRA; SOUZA, 2011) demonstram que, mesmo com a queda na desigualdade de renda no Brasil, as rendas das aposentadorias e pensões tem na verdade contribuído para uma concentração de renda, e não o contrário, contraposição a intenção dos policymakers em ampliar o valor e a quantidade de benefícios da previdência social, como política social de combate à pobreza e desigualdade de renda. A discussão em relação a isso se dá em torno da focalização dos direitos previdenciários, por existir uma injustiça distributiva que acaba por dar maiores benefícios à uma minoria, que detém os maiores rendimentos. Como exemplo, cita-se o valor do teto dos benefícios em 2010, que era de R$3.467,40 aos que estavam sob o Regime Geral de Previdência Social (RGPS), e de R$26.723,13 aos que estavam sob o Regime Próprio de Previdência Social (RPPS). Em 2009, enquanto que o valor médio das aposentadorias e pensões do RGPS era de R$744,38, esse número seria de R$3.511,00 para os que estão no RPPS (SANTOS; MOSTAFA; STIVALI, 2011). Assim posto, o presente trabalho procura analisar a renda das Aposentadorias e Pensões sob a ótica dos que estão sob o RGPS, e os que estão sob o RPPS, a fim de investigar se existem diferenças entre os dois regimes, no que tange aos efeitos sobre a distribuição de renda, para o período de 2005 a

3 Este trabalho está dividido em cinco partes: além desta introdução, é realizada uma breve revisão da literatura na temática de distribuição de renda no Brasil, seguido da metodologia, os resultados constatados e por fim as considerações finais. 2 A distribuição de renda no Brasil Ferreira et al. (2006) aponta que, da década de 80 até meados de 1993, o Brasil vivenciou um período de crescente grau na desigualdade da distribuição da renda, chegando ao seu pico em Entre suas causas, os autores apontam o processo hiperinflacionário que o país atravessou neste período, o que afetou diretamente os rendimentos dos mais pobres. A partir de 1994, com o advento do Plano Real e o fim do processo inflacionário, o país conseguiu uma estabilidade macroeconômica, que resultaria no persistente declínio da desigualdade da renda dos brasileiros (HOFFMANN, 2007). Na literatura existente sobre a temática da distribuição da renda no Brasil, há um consenso de que está ocorrendo uma desconcentração da renda, em favor dos mais pobres. Hoffmann (2006) expõe que entre 2001 e 2005, o país estava com menos pobres, e que os pobres estavam menos pobres. Em 2001 havia 38,10 milhões de pessoas com Rendimento Domiciliar per capita (RDPC) abaixo de R$100,00, e os 20% mais pobres tinham um RDPC médio de R$51,10, já em 2005, esses números passaram para 30,75 milhões e R$64,80, respectivamente. Com relação ao Índice de Gini (medida de desigualdade de renda), os dados da Tabela 2 mostram que de 1981 a 2009 a desigualdade na distribuição da renda no Brasil caiu, de 0,582 para 0,539. Estes números também ratificam as afirmações acima de Hoffmann (2006), ao tomar os valores de 2001, que era de 0,594, o qual passou para 0,566 em Contudo, a trajetória desse declínio não se deu de forma homogênea, tendo o Brasil nos anos 80 um aumento no Índice de Gini, encerrando a década com a concentração de renda apresentando seu ápice histórico, com o valor do Gini igual a 0,634. Na década de 90 o país tem uma pequena queda, de 0,612 em 1990 para 0,592 em Mas na primeira década do século XXI é que os valores declinam de maneira acentuada e contínua, de 0,592 em 2001 para 0,539 em Essa velocidade na queda do Coeficiente de Gini é destacada por Barros et al. (2006b), Neri (2007), Herrán (2005), Hoffmann (2006) e outros autores, os quais citam como principais causas dessa redução, o controle da inflação na década de 90 (com o plano Real), o aumento dos gastos sociais por parte do governo, via transferências de renda (o Benefício de Prestação Continuada e o Bolsa Família), a mudança na estrutura de mercado de trabalho, que se torna cada vez mais homogêneo (menos discriminado) e uma valorização do salário mínimo. A respeito do ritmo da queda, Soares (2008) evidencia que, entre 2001 e 2006, o Brasil tem uma velocidade média de decréscimo no Coeficiente de Gini de 0,007 ao ano. Esse valor é maior do que em países desenvolvidos, quando estes se encontravam no estágio em que desenvolviam os seus sistemas de bem-estar social. Nos períodos de maior queda, a Inglaterra, em 27 anos (entre 1938 a 1954) conseguiu diminuir o Coeficiente de Gini a 0,005 ao ano, e os Estados Unidos (entre 1929 a 1944) a 0,006 ao ano. O único número que foi maior que o brasileiro foi o da Espanha, que entre 1960 e 1970, conseguiu uma queda média de 0,009 ao ano. Hoffmann (2007) afirma que em 2005, a região Nordeste teve a maior participação, 3

4 Tabela 1 Valores do Índice de Gini do rendimento domiciliar per capita para as macrorregiões e Brasil, de 1981 a 2009 Ano Sul Sudeste Centro-Oeste Nordeste Norte Brasil ,537 0,551 0,574 0,571 0,510 0, ,559 0,563 0,578 0,586 0,535 0, ,557 0,560 0,581 0,571 0,530 0, ,558 0,563 0,585 0,595 0,550 0, ,552 0,555 0,584 0,575 0,524 0, ,573 0,572 0,620 0,623 0,573 0, ,589 0,598 0,630 0,639 0,595 0, ,575 0,573 0,608 0,625 0,584 0, ,545 0,544 0,587 0,592 0,560 0, ,554 0,549 0,603 0,628 0,580 0, ,563 0,564 0,582 0,603 0,585 0, ,559 0,560 0,597 0,619 0,580 0, ,553 0,562 0,596 0,616 0,587 0, ,555 0,563 0,600 0,609 0,582 0, ,560 0,556 0,589 0,604 0,566 0, ,545 0,565 0,594 0,599 0,566 0, ,527 0,560 0,592 0,594 0,565 0, ,497 0,554 0,577 0,584 0,542 0, ,519 0,539 0,569 0,581 0,532 0, ,513 0,540 0,573 0,570 0,530 0, ,504 0,534 0,559 0,572 0,521 0, ,502 0,520 0,571 0,564 0,533 0, ,493 0,514 0,564 0,557 0,510 0, ,488 0,507 0,555 0,556 0,522 0,539 Fonte: Ferreira e Souza (2011) no que tange ao rendimento de JUR 1, apresentando 3,27%, enquanto que a média nacional era de 1,77%. Entre 1995 e 2005, Sabóia (2007) destaca que a participação da renda oriunda do trabalho na composição do rendimento domiciliar tem diminuído, enquanto as aposentadorias e pensões, assim como as outras transferências de renda tiveram um aumento considerável. Como pode ser observado na tabela 2, em 1995 a participação dos rendimentos do trabalho era de 82% e das aposentadorias e pensões de 14,2%, enquanto que em 2005, esses números passaram para 75,9% e 19,7%, respectivamente. Um destaque se dá à parcela Outras transferências, juros e outros rendimentos, que em 1995 e 2001 se manteve inalterada (0,9%), mas duplicou em 2005 (1,8%). Regionalmente, Ferreira e Souza (2011) verificaram que, dos anos 80 até 2009, o Nordeste apresentou menores participações na composição da renda, no que condiz àquelas provenientes do trabalho, com uma média de 73,81%, contra 77,71% da região Sudeste, 78% do Sul, 82,39% do Centro-Oeste e 82,87% da região Norte. As razões para o aumento da participação da renda das aposentadorias e pensões são diversas. Ainda no trabalho de Sabóia (2007), ele justifica esse crescimento pela 1 Valor registrado na última pergunta sobre rendimentos, do questionário da PNAD, que abrange juros, dividendos, transferências de programas oficiais do governo, como o Bolsa Família. 4

5 Tabela 2 Porcentagem da Renda Total por Tipo de Rendimento /2001/2005. Tipos de rendimento Trabalho 82 77,9 75,9 Total aposentadorias e pensões 14,2 18,6 19,7 Aposentadorias oficiais 10,5 13,3 13,8 Outras aposentadorias 0,3 0,4 0,5 Pensões oficiais 2,8 3,8 4,3 Outras pensões 0,6 1,1 1,1 Aluguel 2,2 1,9 1,8 Doação 0,6 0,7 0,7 Outras transferências, juros e outros 0,9 0,9 1,8 rendimentos Todas as fontes Fonte: Sabóia (2007) valorização do salário mínimo, pois os reajustes das pensões e aposentadorias tem por base o salário mínimo. Corroborando a isso, Ferreira (2003) atribui esse aumento às mudanças das regras previdenciárias com a Constituição de 1988, que fez com que aumentasse o número de beneficiados (principalmente no setor público), e à mudanças na demografia do Brasil, pois dado um constante decréscimo na taxa de natalidade, somado a um aumento da expectativa média de vida, está fazendo com que cada vez menos pessoas entrem no mercado de trabalho, e aumente a quantidade de inativos em relação à população economicamente ativa. Langoni (2005) explicita que a distribuição de renda tem diversas características, e portanto, para sua melhor definição se faz necessário não só estudar os índices em si, mas combiná-los com outros tipos de informações, como a participação relativa de cada grupo de rendimento na composição da renda total, assim como analisar separadamente a distribuição de renda, dividindo a população por grupos relativamente homogêneos da população, e por último, utilizar diferentes fontes de dados, com o intuito de verificar a consistência de séries, que em tese, deverão ser homogêneas. Um fator que indica uma redistribuição da renda é a análise das médias e medianas dos rendimentos, pois quanto mais próximos forem os dois valores, mais a distribuição será equalitária. Desse modo, Neri (2006) constata que, entre 2002 e 2006, há uma queda na desigualdade de renda em 6 regiões metropolitanas analisadas 2, dado um crescimento da mediana maior que a da renda média do trabalho nesses lugares, destacando-se a região metropolitana de Belo Horizonte, onde a mediana da renda cresceu 39,6%, seguido de Recife (19,49%), Rio de Janeiro (13,32%), Salvador (13,14%), São Paulo (12,95%), e por último Porto Alegre (8,17%). Os dados sobre rendimentos da Pesquisa Nacional de Amostras de Domicílios (PNAD) são apenas de natureza monetária, o que limita a análise da distribuição, pois como expõe Langoni (2005), não levam em consideração o fluxo de bens e serviços que não necessariamente tenham uma contrapartida monetária direta, como o autoconsumo (comum na zona rural) ou a habitação e alimentação dos empregados domésticos que trabalham em 2 Regiões metropolitanas de Belo Horizonte, Salvador, Porto Alegre,Rio de Janeiro, Recife e São Paulo 5

6 período integral. Considerando isso, Hoffmann (2010) analisa a renda com os dados da Pesquisa de Orçamentos Familiares (POF) para os anos de e , apresenta informações mais detalhadas da produção para o autoconsumo e sobre a variação patrimonial das famílias do que a PNAD. A POF de mostra que os rendimentos não monetários são 12,8% do total da renda, enquanto que a PNAD de 2009 consta que os redimentos recebidos em forma de mercadorias ou produtos são apenas 0,2% da renda. Embora seja uma base de dados elaborada a partir de questionários, o que leva a subdeclaração ou a hiperdeclaração dos rendimentos por parte daqueles que o respondem (LANGONI, 2005), a PNAD se mostra uma fonte confiável, vista que mostra resultados semelhantes aos estudos realizados com outras bases de dados, como a Pesquisa de Orçamentos Familiares (POF) ou do Sistema de Contas Nacional (SCN) (BARROS; CURY; ULYSSEA, 2006). Quando os mais pobres passam a deter uma fatia maior da renda total do país, ou quando o crescimento da renda média desta parcela da população cresce a um nível maior do que a taxa nacional, resultado disso é uma desconcentração de renda deste país. Ferreira (2003) evidencia que entre 1981 e 2001, a proporção de renda detida entre os 10% mais ricos (+10) e os 50% mais pobres (-50) se manteve estável (em torno de 13% detida pelos (-50) e 49% pelos (+10)). Mas entre 2001 e 2005, enquanto que a renda per capita do Brasil tem uma taxa de crescimento de 0,9%, a renda dos 10% mais pobres (-10) cresceu a uma taxa aproximadamente 9 vezes maior, ou seja, 8% ao ano (BARROS et al., 2006a). Comportamento semelhante se dá para a média da renda, dado que entre 2001 e 2007, a renda dos (-10) cresceu em média 7%, ao passo que esse número para todas faixas de rendimento foi de 2,5%. Consequentemente, entre os dois períodos, os níveis de pobreza e extrema pobreza 3 caíram, respectivamente, 28% e 42% (BARROS et al., 2009). 3 Metodologia 3.1 Base de Dados As informações usadas para análise e discussão neste trabalho foram extraídas das Pesquisas Nacionais por Amostra de Domicílio (PNAD), no período de 2005 a Como cada amostra da PNAD representa uma parcela da população, foi utilizada o fator de expansão da amostra, que utiliza estimadores de razão cuja variável independente é a projeção da população residente de cada Unidade da Federação, segundo o tipo de área (região metropolitana e não metropolitana de divulgação da pesquisa) (IBGE, ). De acordo com as notas metodológicas do IBGE ( ), considerou-se como rendimento mensal domiciliar a soma dos rendimentos mensais dos moradores da unidade domiciliar, exclusive os das pessoas de menos de 10 anos de idade e daquelas cuja condição na unidade domiciliar fosse pensionista, empregado doméstico ou parente do empregado doméstico. Para o cálculo do rendimento domiciliar per capita, dividiu-se o rendimento domiciliar mensal pelas pessoas consideradas em sua composição. Ainda segundo as notas metodológicas, os componentes do rendimento domiciliar são os provenientes do trabalho, das aposentadorias, pensões e abono de permanência 4, do 3 O valor para delimitação da faixa de pobreza é de R$163,00 e R$81,00 para extrema pobreza, em valores monetários de Neste trabalho, o abono foi considerado juntamente com as aposentadorias e pensões 6

7 aluguel, da doação recebida de não morador e dos juros de caderneta, de outras aplicações financeiras e outros rendimentos. É neste último componente que são contados os programas de assistência social, como o Bolsa Família, o Programa de Erradicação Infantil (PETI) e o Benefício de Prestação Continuada (BPC - LOAS). Este trabalho analisa, em específico, a parcela de rendimento de Aposentadorias e Pensões, que foi dividida em: Aposentadorias e Pensões dos que estão sob o Regime Geral da Previdência Social (Até o Teto - [AP T ]), que a cada ano tem o valor máximo estipulado pelo governo; Aposentadorias que estão sob o Regime Próprio da Previdência Social, pagas pelo governo federal, estadual ou municipal (Acima do Teto - [AP AT ]) aos aposentados do serviço público e militares; e Todas as Aposentadorias e Pensões pagas (AP G ). Entretanto, considerando a restrição da PNAD em não fazer distinção com relação ao tipo de regime de previdência, seja RGPS ou RPPS, o valor do teto dos benefícios pagos pelo Instituto Nacional do Seguro Social (INSS) foi utilizado como proxy para separação das informações nos questionários das PNAD s, e construção das variáveis Até o Teto e Acima do Teto. Assim sendo, a restrição da PNAD somada ao critério de separação dos dados, cria um viés nas variáveis, pois há a existência da possibilidade de amostras que deveriam ser consideradas Acima do Teto, estarem sendo consideradas como Até o Teto, ou o contrário, do RPPS que serão consideradas RGPS. Contudo, os resultados apresentados na seção 4 foram semelhantes aos encontrados por Hoffmann (2010), em que separa essas parcelas usando os dados da Pesquisa de Orçamentos Familiares (POF), onde está bem definido cada tipo de aposentadoria. 3.2 Decomposição do Índice de Gini Hoffmann (1998) demonstra a Curva de Lorenz, e a apresenta da seguinte maneira. Considerando-se uma população com n pessoas, e x i a renda do i-ésimo indivíduo, ordenase os valores de maneira que x 1 x 2... x i... x n (1) a proporção acumulada da população é dada por, p i = i n (2) e o correspondente para renda é φ i = i nµ i x j (3) j=1 em que µ é a renda média, dada por, µ = 1 n n x j (4) j=1 A Curva de Lorenz é obtida pela relação entre os pares de valores de p i e φ i. O índice 7

8 de Gini (ou Coeficiente de Gini) se dá pelo quociente da área entre a linha de perfeita igualdade e a Curva de Lorenz (denominado α), e o seu valor limite (0.5), ou seja, G = α 0.5 2α (5) Definindo β a área entre a Curva de Lorenz e o eixo das abscissas, pode-se dizer que a área total do triângulo se dá por α + β = 0.5. Com isso, pode-se reescrever a equação (5) como, G = 1 2β (6) De maneira semelhante, pode-se considerar que a renda x i é composta por k parcelas, k ou seja, x i = x hi, e a média da h-ésima parcela se dá por, h=1 µ h = 1 n n x hi (7) i=1 e a participação da h-ésima parcela na renda total como, ϕ h = µ h µ (8) Analogamente, Pyatt, Chen e Fei (1980) definiu a curva de concentração como sendo a relação da proporção acumulada da parcela h em função da variação da proporção acumulada da população (p i ). Então, do mesmo modo que para o índice de Gini, definese a Razão de Concentração da parcela h (C h ) como sendo, C h = 1 2β h (9) em que β h é a área entre a curva de concentração da h-ésima parcela e os eixos das abscissas. Com as equações (8) e (9), pode-se demonstrar que, G = k ϕ h C h (10) h=1 e como h=1 ϕ h = 1, pode-se escrever a equação (10) como, k G = G ϕ h π h (11) h=1 com, π h = G C h (12) 8

9 A equação (12) é definida como a medida de progressividade, pois relacionando-a com a equação (11), no caso de π h > 0 (C h < G), corresponderá a parcelas progressivas, ou seja, que contribuem para decréscimo do coeficiente de Gini (desconcentrando renda), e no caso inverso, em que π h < 0 (C h > G), x hi será uma parcela regressiva (concentrando renda). Lerman e Yitzhaki (1985) ressaltam que um dos pontos chaves da decomposição por fonte de rendimentos é saber o impacto da variação de uma determinada parcela sobre a distribuição de toda a renda. Sendo assim, os autores expõem que, em que θ é a variação percentual da parcela k. G θ = ϕ h (C h G) π h ϕ h (13) A respeito da variação do Gini entre dois períodos, Hoffmann (2007) define Efeito- Composição como mudanças do Gini que estejam associadas à modificações da participação da h-ésima parcela (ϕ h ), e Efeito-Concentração à mudanças associadas à Razão de Concentração C h dessa parcela. O autor reescreve a variação do Gini como sendo ( G) h = (Ch G ) ϕ }{{} h + ϕ } h C {{} h Ef. Comp. Ef. Conc. (14) em que Ch e ϕ h são, respectivamente, a Razão de Concentração e participação média da h-ésima parcela do rendimento domiciliar, e G o Gini médio entre os períodos. Da equação (14), ressalta-se que (C h G ) ϕ h se refere ao Efeito-Composição da variação do Gini e ϕ h C h ao Efeito-Concentração. Usando tais termos, Hoffmann (2007) determina o efeito-composição em porcentagem da variação do Gini como s ϕk = 100 G (C h G ) ϕ h (15) e de maneira análoga, a porcentagem do efeito-concentração como sendo s Ch = 100 G ϕ h C h (16) 9

10 4 Resultados Para organização e tratamento dos dados das PNAD s usadas neste trabalho, foi utilizado o programa estatístico R (R Development Core Team, 2011), versão com 64 bits, com os suplementos IBGEPesq (RAMOS; ANTONACI, 2010) e dicionariosibge (FONSECA; RADEMAKER, 2011), ambos fornecidos pelo próprio IBGE, que permitem a abertura e manipulação dos dados da PNAD - tanto amostras de pessoas, assim como por domicílios. Na Figura 1 exibe os resultados do Coeficiente de Gini dos rendimentos domiciliares per capita para o Brasil e macrorregiões. Assim como em Souza et al. (2007), Ferreira e Souza (2011), Hoffmann (2006), Barros et al. (2009), dentre tantos outros na literatura, as regiões Nordeste e Centro Oeste apresenta os valores acima do nível brasileiro, e o Sudeste e Sul do país mostram resultados opostos, estando abaixo da média nacional durante todo o período. O destaque está na região Norte, que foi a única região em que o índice de Gini aumentou no período, indo de 0,530 para 0,536. Figura 1 Coeficiente de Gini para o Brasil e Macrorregiões a Gini Anos a Brasil a Sul a Nordeste a Norte a Sudeste a Centro Oeste Fonte: Elaboração própria, a partir dos dados da PNAD de 2005 a Tendo em vista as restrições da base de dados, discutidas anteriormente, a tabela 3 indica que, no período analisado, a média de 79,27% do valor das aposentadorias e pensões pagas no Brasil são oriundas da Previdência Social. Todavia, para as regiões Norte, Nordeste e Sul, esse valor é superior à média nacional, em torno de 2 p.p no 10

11 Nordeste e Sul, e 4 p.p para o Norte, evidenciando uma maior contribuição do Regime Geral de Previdência na composição das aposentadorias nestas regiões. Tabela 3 Composição do valor recebido das Aposentadorias e Pensões, em percentual, para o Brasil, Nordeste e Sul a 2011 Brasil Nordeste Sul Norte Sudeste C.Oeste Anos AP T AP AT AP T AP AT AP T AP AT AP T AP AT AP T AP AT AP T AP AT ,11 20,89 83,30 16,70 81,33 18,67 81,37 18,63 78,29 21,71 65,22 34, ,54 20,46 81,76 18,24 83,01 16,99 83,75 16,25 79,08 20,92 64,41 35, ,58 21,42 81,13 18,87 80,06 19,94 82,01 17,99 78,78 21,22 62,55 37, ,51 20,49 83,24 16,76 82,13 17,87 85,32 14,68 79,22 20,78 59,97 40, ,69 21,31 80,14 19,86 81,19 18,81 85,63 14,37 78,87 21,13 61,67 38, ,20 19,80 80,20 19,80 82,58 17,42 84,09 15,91 79,23 20,77 64,49 35,51 Média 79,27 20,73 81,63 18,37 81,72 18,28 83,70 16,30 78,91 21,09 63,05 36,95 Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNAD Ao comparar os dados das tabelas 3 e 4, em todos os casos, é observado um grande hiato entre a porcentagem do valor das aposentadorias e pensões Até o Teto (AP T ) e Acima do Teto (AP AT ) com a porcentagem média de pensionistas que tem direito a esses benefícios. A exemplo do Brasil no ano de 2011, 96,55% dos aposentados e pensionistas recebiam até o teto da aposentadoria, entretanto, o valor correspondente correspondia em 80,20% do total das aposentadorias e pensões pagas no país, e por outro lado, 3,45% dos beneficiários recebiam 19,80% destes rendimentos. O destaque está para região Centro Oeste, onde em 2008, 40,03% dos benefícios eram pagos a 6,40% dos beneficiários, e média para os períodos, 6,06% dos pensionistas recebem acima do teto do INSS e detem 36,95% dos rendimento das Aposentadorias e Pensões, sendo estes números o dobro do apresentado nas regiões Norte, Nordeste e no Sul, nos quais respectivamente, 2,26%, 2,56% e 3,07% dos pensionistas detém 16,30%, 18,37% e 18,28% dos benefícios pagos. Tabela 4 Porcentagens da quantidade de Aposentados e Pensionistas no o Brasil e macrorregiões a 2011 Brasil Nordeste Sul Norte Sudeste C.Oeste Anos AP T AP AT AP T AP AT AP T AP AT AP T AP AT AP T AP AT AP T AP AT ,61 3,39 97,83 2,17 96,77 3,23 97,98 2,02 96,09 3,91 94,25 5, ,58 3,42 97,67 2,33 96,80 3,20 97,46 2,54 96,13 3,87 94,38 5, ,38 3,62 97,45 2,55 96,77 3,23 97,61 2,39 95,83 4,17 93,96 6, ,65 3,35 97,87 2,13 96,88 3,12 97,81 2,19 96,16 3,84 93,60 6, ,36 3,64 97,34 2,66 96,49 3,51 97,83 2,17 95,96 4,04 93,77 6, ,55 3,45 96,48 3,52 97,85 2,15 97,74 2,26 95,94 4,06 93,65 6,35 Média 96,52 3,48 97,44 2,56 96,93 3,07 97,74 2,26 96,02 3,98 93,94 6,06 Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNAD 11

12 Com informações da Tabela 5, percebe-se que a participação das Aposentadorias e Pensões (ϕ h ) na composição do rendimento domiciliar, não apresentou mudanças significativas entre os anos de 2005 e 2011 em todas as amostras. Contudo, entre regiões, os valores não se mostraram homogêneos. As regiões Norte e Centro Oeste apresentaram os menores números durante todo o período. No Nordeste há, na média, uma participação das aposentadorias e pensões por volta de 3 p.p maior do que no Sul, que segue um pouco abaixo da média nacional (em torno de 19,57%). Desagregando essa parcela em valores Até o Teto e Acima do Teto, nota-se que a participação da parcela AP AT no Sul está em torno de 0,5 p.p menor que a média brasileira, enquanto que a parcela AP T é mais alta do que o Brasil. No Nordeste, os números referentes a AP T estão, em média, 3% maiores que os patamares brasileiro, ao passo que, a parcela AP AT varia, com anos acima, abaixo ou igual à média nacional. Tabela 5 Participação (ϕ h ) das Aposentadorias e Pensões no Rendimento Domiciliar, em porcentagem, para o Brasil e macrorregiões a 2011 Brasil Nordeste Sul Anos AP T AP AT AP G AP T AP AT AP G AP T AP AT AP G ,61 4,12 19,73 19,01 3,81 22,83 15,89 3,65 19, ,47 3,98 19,44 17,96 4,01 21,97 15,95 3,26 19, ,21 4,15 19,36 18,70 4,35 23,05 15,34 3,82 19, ,47 3,98 19,45 18,63 3,75 22,38 16,07 3,50 19, ,80 4,28 20,08 18,90 4,68 23,58 16,05 3,72 19, ,54 3,84 19,37 19,78 3,48 23,26 16,24 3,43 19,66 Média 15,52 4,06 19,57 18,83 4,01 22,85 15,92 3,56 19,48 Norte Sudeste C.Oeste ,77 2,47 13,24 15,98 4,43 20,41 9,17 4,89 14, ,44 2,03 12,47 15,98 4,23 20,21 9,34 5,16 14, ,74 2,35 13,09 15,60 4,20 19,80 8,71 5,21 13, ,10 1,91 13,01 15,85 4,16 20,01 8,61 5,74 14, ,06 1,86 12,92 16,32 4,37 20,69 9,10 5,66 14, ,43 2,16 13,59 15,50 4,07 19,57 9,21 5,07 14,28 Média 10,92 2,13 13,05 15,87 4,24 20,11 9,02 5,29 14,31 Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNAD A tabela 6 revela que, sem considerar o teto, as aposentadorias e pensões tem caráter regressivo, tendo em vista os valores negativos apresentados, ou seja, são parcelas do rendimento domiciliar per capita que concentraram renda 5. Contudo, fazendo a divisão da parcela pelo valor do teto, evidencia-se que àquelas pagas pela Previdência Social se mostraram, em todos os casos, com caráter progressivo na distribuição de renda, mais notadamente na região Sul e Centro Oeste, que teve valores maiores que a média nacional. O Norte e o Nordeste apresentaram os menores números, por conta do alto valor de C h das aposentadorias e pensões na região 6. Com tabela 7, é possível compreender melhor a participação de AP T e AP AT na variação do índice de Gini entre os anos de 2005 e 2011, ao dividí-lo entre efeito composição e 5 Com exceção para o Nordeste em 2006 e no Sul em 2007, 2009 e Os valores da razão de concentração (C) estão no apêndice. 12

13 Tabela 6 Progressividade (π h ) das Aposentadorias e Pensões para o Brasil e Macrorregiões a 2011 Brasil Nordeste Sul Anos AP T AP AT AP G AP T AP AT AP G AP T AP AT AP G ,073-0,389-0,023 0,025-0,406-0,047 0,084-0,429-0, ,078-0,395-0,019 0,037-0,406 0,022 0,085-0,438-0, ,095-0,400-0,011 0,054-0,411-0,034 0,117-0,449 0, ,083-0,412-0,018 0,039-0,417-0,038 0,097-0,457-0, ,085-0,416-0,022 0,044-0,418-0,048 0,104-0,452 0, ,102-0,421-0,002 0,048-0,429-0,024 0,110-0,461 0,010 Norte Sudeste C. Oeste ,012-0,447-0,073 0,081-0,406-0,025 0,128-0,372-0, ,037-0,438-0,040 0,088-0,411-0,016 0,119-0,390-0, ,047-0,429-0,039 0,090-0,420-0,018 0,167-0,374-0, ,034-0,457-0,039 0,080-0,435-0,027 0,177-0,381-0, ,046-0,442-0,024 0,079-0,442-0,024 0,172-0,395-0, ,072-0,432-0,008 0,095-0,443-0,016 0,179-0,402-0,027 Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNAD efeito concentração, sendo a soma destes representando a participação de AP G. Em todos os casos, o AP G se mostrou efeciente para a redistribuição de renda, se analisados intertemporalmente. Um ponto a ressaltar é o efeito composição de AP T para o Brasil, e nas regiões Norte e Sudeste, que foram negativas (-0,17%, -9,90% e -0,99%, respectivamente), porém, a interpretação destes resultados difere, pois como mostra a tabela 5, no Brasil e no Sudeste houve uma diminuição na participação de AP T na composição do rendimento domiciliar, reforçando a hipótese de parcela progressiva (exposto na tabela 6), entretanto, no Norte há um aumento de ϕ. O valor positivo do efeito concentração faz com que o efeito total desta parcela seja positivo, ou seja, que tenha contribuído para desconcentrar renda. Vale salientar portanto, que o aumento no índice de Gini na região se deve às outras parcelas de rendimento domiciliar, que não são analisadas neste trabalho. Outro ponto de destaque é, com excessão da região Centro Oeste, a participação da parcela referente ao RPPS, que teve o seu efeito total positivo para queda do índice de Gini entre 2005 e Isto deve-se pois esta parcela tem uma alta razão de concentração (C), e no período, houve uma uma ínfima queda no valor da participação (ϕ) desta parcela. Mesmo apresentando uma parte pequena da composição do Coeficiente de Gini, considerando sua baixa participação nas parcelas de rendimento domiciliar as Aposentadorias e Pensões acima do Teto do INSS, como mostra a Tabela 4, há um caráter regressivo muito alto, pois seu porcentual no Gini é maior do que a participação no rendimento domiciliar (ϕ h ). Com a equação (13), é possível realizar uma simulação, e mostrar que, para 2011, uma variação em 1% na renda dessas aposentadorias, causaria um aumento no Coeficiente de Gini em 0,016, 0,014 e 0,015 para o Brasil, Nordeste e Sul, respectivamente. 13

14 Tabela 7 Efeitos concentração, composição e total da parcela de redimento per capita Aposentadorias e Pensões, em percentual, para o Brasil e macrorregiões, entre 1995 e 2011 Brasil Nordeste Sul Norte Sudeste C, Oeste AP T AP AT Total Composição -0,17 3,05 2,89 Concentração 27,23 0,61 27,83 Total 27,06 3,66 30,72 Composição 1,04 5,10 6,13 Concentração 35,83 0,47 36,30 Total 36,86 5,57 42,43 Composição 0,77 2,23 3,00 Concentração 25,51 0,98 26,49 Total 26,28 3,21 29,49 Composição -9,90 26,11 16,21 Concentração 13,01-1,25 11,76 Total 3,12 24,86 27,97 Composição -0,99 3,68 2,69 Concentração 21,08 0,49 21,58 Total 20,09 4,17 24,27 Composição 0,13-1,70-1,57 Concentração 20,80 1,19 21,98 Total 20,92-0,51 20,41 Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNAD 5 Conclusão Existe uma discussão na literatura sobre a dicotomia da previdência social no Brasil, no que diz respeito desta ser um instrumento para política de combate à pobreza e justiça social, e a concentração de renda que ela pode gerar. Pois ao mesmo tempo em que há uma ampliação de beneficiários, ela também faz concessões de direitos diferenciados para uma minoria de pessoas, criando um hiato nos valores dos benefícios pagos. Em síntese, as distintas regras previdênciárias existentes criam uma injustiça distributiva, entre aqueles que tem direito aos benefícios. Essa discussão ganha ainda mais importância, pelo fato de as Aposentadorias e Pensões serem a segunda maior fonte de rendimento domiciliar, perdendo apenas para a renda oriunda do trabalho. Tendo isso em foco, o presente estudo então procurou analisar a parcela de rendimento domiciliar Aposentadorias e Pensões, a partir dos dados da PNAD, entre os anos de 2005 a 2011, para o Brasil e macrorregiões. O trabalho revelou que essa fonte de rendimento contribuiu para concentração de renda, tanto no Brasil. Observando as macrorregiões, somente no Sul os resultados oscilaram, mas ficaram muito próximos à zero, o que significa que essa parcela não concentrou renda. Todavia, realizou-se uma análise mais cuidadosa dessa parcela, desagregando-a em duas outras - as aposentadorias e pensões até o teto estipulado pelo INSS, representando aqueles que estão sob o RGPS, e as que estão acima do teto, representando os beneficiários pelo RPPS. Os resultados mostraram que, em todos os casos, as aposentadorias e pensões 14

15 pelas regras do RGPS desconcentram renda, com as regiões Sul e Centro Oeste mostrando resultados acima da média nacional. Ao passo que, para todos os casos, os resultados da análise mostraram que benefícios do RPPS concentraram renda, devido ao alto grau de regressividade (π < 0) que esta parcela apresentou. Considerando as evidências expostas, foi possível concluir que há disparidade de direitos na previdência social, sendo uma das causas da concentração de renda a parcela de rendimento das Aposentadorias e Pensões. Com isso, pode-se dizer que a medida recente do governo federal em aprovar a emenda constitucional n o 70, de março de 2012, que estabelece ao funcionalismo público o mesmo critério de cálculo do RGPS para aposentadoria e pensões foi acertada, embora seu efeito seja para o longo prazo. Referências BARROS, R. P. et al. A importância da queda recente da desigualdade para a pobreza. In: BARROS R.P.; FOGUEL, M. U. M. (Org.). Desigualdade de Renda no Brasil: uma análise da queda recente. Brasília: IPEA, 2006a. p A queda da desigualdade de renda no Brasil. In: BARROS R.P.; FOGUEL, M. U. M. (Org.). Desigualdade de Renda no Brasil: uma análise da queda recente. Brasília: IPEA, 2006b. v. 1, p Markets, the state and the dynamics of inequality: Brazil s case study. The New Dynamics of Income Inequality in Latin America, Brookings Institution, forthcoming, BARROS, R. P.; CURY, S.; ULYSSEA, G. A desigualdade de renda no Brasil encontrase subestimada? uma análise comparativa usando PNAD, POF e contas nacionais. In: BARROS R.P.; FOGUEL, M. U. M. (Org.). Desigualdade de Renda no Brasil: uma análise da queda recente. Brasília: IPEA, v. 1, p FERREIRA, C. R. Participação das Aposentadorias e Pensões na Desigualdade da Distribuição da Renda no Brasil no Período de 1981 a Tese (Doutorado) Escola Superior de Agricultura Luiz de Queiroz, São Paulo, Março FERREIRA, C. R.; SOUZA, S. C. I. Contribuição das parcelas de rendimento domiciliar per capita na distribuição da renda das macro-regiões brasileiras: 1981 a In: EN- CONTRO NACIONAL DA ASSOCIAÇÃO BRASILEIRA DE ESTUDOS REGIONAIS E URBANOS, 9., 2011, Natal. Anais. Natal: Enaber, FERREIRA, F. H. G. et al. Análise e queda da desigualdade de renda no Brasil: uma atualização para In: BARROS R.P.; FOGUEL, M. U. M. (Org.). Desigualdade de Renda no Brasil: uma análise da queda recente. Brasília: IPEA, v. 1, p FONSECA, E.; RADEMAKER, A. dicionariosibge: Dictionaries for reading survey microdata from IBGE. [S.l.], R package version Disponível em: < HERRÁN, C. Reducing poverty and inequality in brazil. Inter-American Development Bank, -, p. 63,

16 HOFFMANN, R. Distribuição de renda: medidas de desigualdade e pobreza. [S.l.: s.n.], Queda da desigualdade da distribuição de renda no Brasil, de 1995 a 2005, e delimitação dos relativamente ricos em In: BARROS R.P.; FOGUEL, M. U. M. (Org.). Desigualdade de Renda no Brasil: uma análise da queda recente. Brasília: IPEA, v. 1, p Transferências de renda e redução da desigualdade no Brasil e em cinco regiões, entre 1997 e In: BARROS R.P.; FOGUEL, M. U. M. (Org.). Desigualdade de Renda no Brasil: uma análise da queda recente. Brasília: IPEA, v. 2, p Desigualdade da renda e das despesas per capita no Brasil, em e , e avaliação do grau de progressividade ou regressividade de parcelas da renda familiar. Revista Economia e Sociedade, SciELO Brasil, v. 41, IBGE. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística IBGE. Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílio: Pnad (compact disc). Rio de Janeiro, LANGONI, C. Distribuição da renda e desenvolvimento econômico do Brasil. 2. ed. [S.l.]: FGV, LERMAN, R.; YITZHAKI, S. Income inequality effects by income source: a new approach and applications to the united states. The Review of Economics and Statistics, JSTOR, p , NERI, M. A dinâmica da redistribuição trabalhista. In: BARROS R.P.; FOGUEL, M. U. M. (Org.). Desigualdade de Renda no Brasil: uma análise da queda recente. Brasília: IPEA, v. 1, p Desigualdade, estabilidade e bem-estar social. In: BARROS R.P.; FOGUEL, M. U. M. (Org.). Desigualdade de Renda no Brasil: uma análise da queda recente. Brasília: IPEA, v. 1, p PYATT, G.; CHEN, C.; FEI, J. The distribution of income by factor components. The quarterly journal of economics, Oxford University Press, v. 95, n. 3, p , R Development Core Team. R: A Language and Environment for Statistical Computing. Vienna, Austria, ISBN Disponível em: < RAMOS, E. G.; ANTONACI, G. de A. IBGEPesq: Leitura e processamento dos dados das pesquisas PNAD e PME. [S.l.], R package version SABÓIA, J. Efeitos do salário mínimo sobre a distribuição de renda no Brasil no período 1995/2005 resultados de simulações. Econômica, v. 9, n. 2, p , SANTOS, M. P. G. d.; MOSTAFA, J.; STIVALI, M. Previdência social. In: Políticas Sociais: acompanhamento e análise. Brasília: IPEA, p SOARES, S. O ritmo de queda na desigualdade no Brasil é adequado?: evidências do contexto histórico e internacional. Brasília, (Texto para discussão, 1339). 16

17 SOUZA, S. C. I. de et al. Concentração de renda nas macro-regiões brasileiras: estudo no período In: ENCONTRO NACIONAL DA ASSOCIAÇÃO BRASILEIRA DE ESTUDOS REGIONAIS E URBANOS, 5., 2007, Recife. Anais. Recife: Enaber,

18 A Apêndice Tabela 8 Razão de Concentração (C h ) das Aposentadorias e Pensões, para o Brasil e macrorregiões a 2011 Brasil Nordeste Sul Anos AP T AP AT AP G AP T AP AT AP G AP T AP AT AP G ,494 0,956 0,590 0,545 0,976 0,617 0,428 0,942 0, ,482 0,955 0,579 0,535 0,978 0,550 0,419 0,941 0, ,458 0,954 0,564 0,511 0,975 0,598 0,385 0,951 0, ,461 0,956 0,562 0,518 0,974 0,594 0,394 0,949 0, ,455 0,956 0,562 0,512 0,974 0,604 0,383 0,940 0, ,427 0,950 0,531 0,495 0,972 0,567 0,358 0,930 0,458 Norte Sudeste C. Oeste ,517 0,977 0,603 0,459 0,945 0,564 0,445 0,945 0, ,485 0,959 0,562 0,445 0,944 0,550 0,440 0,950 0, ,486 0,962 0,572 0,429 0,939 0,537 0,404 0,946 0, ,476 0,967 0,548 0,431 0,946 0,538 0,386 0,944 0, ,476 0,964 0,546 0,428 0,949 0,546 0,383 0,950 0, ,464 0,968 0,544 0,403 0,941 0,514 0,354 0,935 0,560 Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNAD 18