Marina Silva da Cunha Doutora em Economia Aplicada pela ESALQ/USP Professor Adjunto do Departamento de Economia / UEM

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1 Marina Silva da Cunha Doutora em Economia Aplicada pela ESALQ/USP Professor Adjunto do Departamento de Economia / UEM Endereço: SQN 109 Bloco L Apto. 507 Asa Norte CEP Brasília-DF Área: Mercado de trabalho agrário Apresentação oral com debatedor

2 EVOLUÇÃO DA DESIGUALDADE DE RENDIMENTOS NA AGRICULTURA BRASILEIRA, RESUMO: Este trabalho tem como objetivo analisar a evolução da desigualdade de rendimentos na agricultura brasileira, no período , tendo como base as informações das PNADs do IBGE. São apresentadas medidas de desigualdade e estimados os diferenciais de rendimento utilizando a técnica de regressão linear múltipla. Os resultados do trabalho sugerem que enquanto na população ocupada total observa-se uma de redução, mesmo que modesta, da desigualdade desde o início da década de 1990, na agricultura, a partir do final dessa década, nota-se uma tendência de crescimento da mesma. Os diferenciais de rendimento reduzem-se durante o período para os fatores educação, sexo, idade e posição na ocupação e aumentam para tempo semanal de trabalho e região geográfica. Portanto, os resultados do trabalho apontam para um aumento da concentração da renda e das desigualdades regionais no setor agrícola, paralelamente ao novo período de crescimento do setor, propiciado pelas mudanças na política cambial de janeiro de Palavras-chave: Renda, agricultura, desigualdade. 1. INTRODUÇÃO Nas últimas décadas o Brasil conquistou um PIB per capita que o deixa em uma situação relativamente confortável, dentre aqueles países de renda média, no âmbito mundial (Rocha, 1997). Todavia, em igual período, a evolução da distribuição da renda passou por sensíveis mudanças sem, contudo, retirar o país do rol daqueles com os piores índices de desigualdade do mundo. Segundo o PNUD (2004), utilizando dados de países com informações disponíveis, o Brasil ocupa a 72 a posição no rank do Índice de Desenvolvimento Humano (IDH), mas a desigualdade na distribuição de renda, mensurada pelo índice de Gini, é melhor apenas à observada em sete outros países. 1 Para Kageyama & Hoffmann (2000) alguns fatores têm contribuído para a manutenção desse quadro com alto nível de disparidades da renda e poucas modificações substanciais. Como fatores estruturais podem ser citados a alta concentração da riqueza, tais como a propriedade da terra; as diferenças entre setores da atividade econômica e educacionais entre pessoas e regiões; e o ritmo de desenvolvimento econômico entre as regiões. A inflação e a evolução do salário mínimo legal são exemplos de fatores conjunturais ou de curto prazo que afetam a desigualdade de renda no país. 2 Nas décadas de 1980 e 1990 a economia brasileira passou por diversos planos econômicos, objetivando a redução e estabilização da inflação. As políticas associadas ao modelo de industrialização por substituição de importações foram abandonadas e mudanças drásticas nas políticas econômicas foram implementadas. A liberalização do comércio, a desregulamentação de mercados agrícolas, as mudanças nas políticas de crédito rural e de preços mínimos foram algumas das políticas adotadas 1 São eles: Namíbia, o mais desigual, seguido por Lesoto, Botswana, Serra Leoa, República Centro Africana e África do Sul. 2 Os resultados do trabalho de Hoffmann (1998) sugerem que a inflação está associada positivamente com a desigualdade e o valor real do salário mínimo negativamente.

3 visando mais combater a inflação do que proporcionar desenvolvimento para o país, conforme Helfand & Resende (2001). Pode-se dizer que o país obteve êxito no combate a inflação, contudo ainda não conseguiu reduzir satisfatoriamente as desigualdades sociais. É neste contexto que se insere o presente trabalho, cujo objetivo é estudar a evolução da desigualdade de rendimentos no setor agrícola, no período de , com base nas informações das PNADs. Na próxima seção faz-se uma breve revisão da literatura sobre a distribuição de renda no Brasil. Na seção seguinte descrevem-se os dados utilizados no trabalho e, posteriormente, apresentamse algumas medidas da desigualdade de rendimentos para a população ocupada no setor agrícola e total. Na quinta seção analisam-se os principais determinantes dos rendimentos do setor agrícola e, por fim, na última seção, expõe-se as principais conclusões do trabalho. 2. REVISÃO DE LITERATURA Com a publicação pelo IBGE dos Censos Demográficos de 1960 e 1970 e das Pesquisas Nacionais por Amostra de Domicílio (PNADs), implementadas progressivamente a partir de 1967, vários trabalhos melhor fundamentados surgiram buscando analisar a distribuição de renda no país. Na comparação entre 1960 e 1970, existe um consenso nos vários estudos que trataram esse tema, tais como Hoffmann & Duarte (1972), Fishlow (1973) e Langoni (1973), de que ocorreu naquele período um aumento da concentração da renda no Brasil. 3 Duas interpretações se destacaram como explicação para tal aumento. A primeira delas, capitaneada pelo trabalho de Langoni (1973), atribuiu grande importância ao crescimento da demanda por mão-de-obra mais qualificada, sem a correspondente expansão da oferta no curto-prazo. Para essa corrente interpretativa seria um fenômeno típico de determinadas fases do desenvolvimento econômico, conforme previsto no modelo de Kuznets. Neste modelo, nas fases iniciais do desenvolvimento tende a ocorrer uma relação positiva entre renda per capita e a distribuição de renda. A segunda explicação tem no trabalho de Hoffmann & Duarte (1972) a sua principal base. Nela, a ampliação da desigualdade de 1960 a 1970 seria um efeito da política econômica adotada pelo governo no período após 1964, em especial a política salarial que levou a uma redução real no salário mínimo e refletiu negativamente na proporção da renda apropriada pelos decis inferiores na distribuição de renda. Isso para adequar a formação de um mercado consumidor e a taxa de poupança ao padrão de crescimento almejado. 3 Segundo Langoni (1973), o índice de Gini para o Brasil aumentou 13,7%, de 0,499 em 1960 para 0,568 em 1970, sendo que no setor primário o crescimento desse índice foi de 2,98%, atingindo o valor de 0,442 em 1970, o que representou tanto o menor crescimento quanto o menor nível, quando comparado aos setores secundário e terciário.

4 Embora as duas interpretações continuem a encontrar defensores, Ramos & Reis (2000) apontam que se de um lado a distribuição da educação não parece ter um papel desprezível na explicação do aumento da desigualdade entre 1960 e 1970, de outro, o aumento nas rendas relativas não parece ser explicado apenas pelo comportamento da oferta e da demanda de trabalhadores por níveis de qualificação. Na década de 1970, Hoffmann & Kageyama (1986) mostraram que a agropecuária foi o setor que apresentou um maior crescimento da desigualdade da renda. 4 Para os autores, este fato foi influenciado pelo processo de modernização da agropecuária e pelas políticas a ele associadas, tais como a política fundiária e a de crédito rural. Todavia, se a modernização favoreceu o aumento da renda total apropriada pelos decis superiores da distribuição da renda, propiciou também um aumento da renda média e uma redução da pobreza absoluta. Considerando um intervalo de tempo mais amplo, Barros et al. (2000) mostraram que ao longo do período a desigualdade de renda foi surpreendentemente estável, uma vez que o nível de desigualdade observado em 1999 era semelhante ao observado no final da década de E isso ocorreu apesar de entre 1986 e 1989 ter se observado crescimento da desigualdade associada a instabilidade macroeconômica, enquanto entre 1989 e 1992 houve uma redução. 5 Hoffmann (2000), ao também analisar o período , obtém valores similares, mas observa uma redução na desigualdade de rendimentos entre 1998 e Na agropecuária notou-se um crescimento da desigualdade de rendimentos na década de Conforme Corrêa (1998), no período houve uma acentuada desigualdade regional, na qual São Paulo e o Centro-Oeste apresentaram os maiores níveis de desigualdade e o Nordeste os menores, em razão de essa última região apresentar exploração agrícola de forma extensiva, associada a baixos salários e relativa homogeneidade nos fatores de produção utilizados. Hoffmann & Ney (2004) analisaram a evolução do nível de escolaridade e da desigualdade de rendimentos na agricultura brasileira em comparação com a industria e serviços, no período de 1992 a Em 2002, apesar de algumas variações ao longo da década, os resultados desse trabalho também indicam que a desigualdade de rendimentos, medida pelo índice de Gini, encontrava-se em um nível menor ao de 1992 nos três setores estudados, entre os quais a agricultura apresentou o nível mais elevado de desigualdade, com exceção do ano de Foi observado ainda, um aumento da 4 Segundo Hoffmann & Kageyama (1986) o índice de Gini para o Brasil aumentou de 0,561 em 1970 para 0,592, enquanto na agropecuário passou de 0,415 para 0,543, portanto ainda abaixo da desigualdade no setor urbano. 5 O índice de Gini foi igual a 0,62 em 1977 e igual a 0,6 nos anos 1978, 1979 e Em 1989 o índice de Gini chega a 0,64 enquanto o de Theil a 0,91. Por fim, em 1992 o índice de Gini atinge seu menor valor, igual a 0,58, conforme Barros et al. (2000).

5 desigualdade a partir de 1999 na agricultura e indústria, associada às mudanças nas políticas macroeconômicas, notadamente a política cambial. Por fim, os resultados desse trabalho também sugerem que existe uma superestimação do efeito da escolaridade em equações de rendimento e sugerem uma nova medida para o capital físico. Este trabalhos permitem traçar uma evolução do comportamento da distribuição de renda para o setor agrícola do país. A seguir discutiremos as informações que serão utilizadas no presente trabalho, bem como em que sentido o mesmo diferenciasse dos demais e contribui para a discussão do tema. 3. DESCRIÇÃO DOS DADOS A primeira escolha nos trabalhos sobre a distribuição de renda surge na definição de qual a distribuição será estudada. As unidades de análise podem ser o domicílio, as famílias ou a população economicamente ativa. Neste trabalho, assim como nos de Corrêa (1998), Corrêa et al. (2000) e Hoffmann & Ney (2004), foram analisados os rendimento de todos os trabalhos da população economicamente ativa, excluindo aquelas parcelas que possuem rendimentos nulos. Além disso, foram consideradas aquelas pessoas com 15 anos ou mais de idade e trabalhando 15 horas ou mais por semana, seguindo Corrêa et. al. (2000). Corrêa (1998) também utilizou a mesma limitação em relação à idade, mas considerou apenas aqueles indivíduos que trabalharam 20 horas ou mais por semana, enquanto Hoffmann & Ney (2004) não impuseram nenhuma limitação dessa natureza. Dessa forma, o presente trabalho além de incorporar informações novas na série estudada, referentes ao ano de 2003, uniformiza a unidade de análise (pessoas economicamente ativas) para o período O início em 1981 foi escolhido em razão de somente a partir deste ano as PNADs permitirem uma análise mais aprofundada e sistemática do perfil distributivo dos rendimentos.. Neste trabalho analisam-se seis fatores (educação, idade, sexo, condição da ocupação, região geográfica e tempo semanal de trabalho). Para tanto foram considerados apenas os indivíduos com informações disponíveis de idade, escolaridade, posição na ocupação e tempo de trabalho semanal. Além desses determinantes dos rendimentos, outras importantes variáveis poderiam ter sido incluídas, contudo são de difícil mensuração ou não estão disponíveis nas PNADs, tais como qualidade do ensino, habilidade, riqueza, etc., e outras não estão disponíveis para todos os anos do estudo, tais como cor da pessoa ou a área dos empreendimentos agrícolas. Para permitir uma comparação dos resultados ao longo de todo o período, para o período , incluiu-se na região Centro-Oeste o Estado do Tocantins, que foi desmembrado do antigo Estado de Goiás e é atualmente classificado geograficamente na região Norte. Excluído: e Excluído: õem Excluído: Este trabalho tem pois só Excluído: am o que vem estimulando o desenvolvimento de trabalhos sobre os determinantes dos rendimentos Excluído: serão Excluído: dos Excluído: p Excluído: são Excluído: ainda Excluído: estar Excluído: o Excluído: e 6 Em 1981 o índice de Gini para o setor era igual a 0,522 e em 1989 e 1990 igual a 0,614 e 0,582, respectivamente.

6 Todas as estimativas foram realizadas utilizando os fatores de expansão presentes nas PNADs, sendo que para os anos de foram utilizados os fatores corrigidos e disponibilizados no ano de 1997 e para o ano de 1999 os novos fatores apresentados em Os valores dos rendimentos foram deflacionados utilizando o Índice Nacional de Preços ao Consumidor (INPC) do IBGE, com base no mês de setembro de A tabela 1 apresenta as estimativas, após aplicadas as restrições, para a população e o tamanho da amostra para as PEA ocupada total do Brasil e para o setor agrícola. De 1981 para 2003, a economia brasileira aumentou o emprego total de para postos de trabalho, enquanto na agricultura ocorreu uma redução de para , respectivamente uma variação de 42,4% e 5,4%. Consequentemente, nota-se uma redução sistemática da participação do setor agrícola na geração de postos de trabalho nesse período de 33,6%, passando de 23,9% em 1981 para 15,9% em TABELA 1. Evolução da população b e da amostra, após a aplicação cumulativa das restrições, População Economicamente Ativa Ocupada Ano Total Agricultura População Amostra População Amostra Fonte: Elaborado pela autora, com base nas PNADs. a Exclusive área rural de RO, AC, AM, RR, PA e AP. b A estimativa da população é obtida utilizando o fator de expansão disponibilizado pelo IBGE.

7 Estes resultados podem ser atribuídos, pelo menos em parte, ao comportamento do PIB do setor, uma vez que, paralelamente, o PIB brasileiro, em valores reais de 2003, avançou de R$ ,60 em 1981 para R$ ,0 em 2003, segundo o IPEA (2005), o que representou um aumento de 64,4%; enquanto a participação do setor agrícola nesse total caiu de 11,2% para 9,9%, nesses anos, ou seja, uma redução de 11,5%, que pode ser observada no gráfico 1. GRÁFICO 1. Participação do pessoal ocupado e do PIB da agricultura, b % Emprego Produto Fonte: A participação do pessoal ocupado foi obtida a partir da população estimada na tabela 1 e do PIB do setor agrícola valor agregado, no site: O país, mesmo com um aumento absoluto, não vem conseguindo criar uma quantidade compatível de postos de trabalho para atender ao crescimento da população economicamente ativa e reduzir a patamares aceitáveis a taxa de desemprego. No entanto, esta situação é mais preocupante na agricultura, pois se nota nela uma redução tanto absoluta quanto relativa na ocupação. Segundo Gasques & Conceição (2001) a redução da participação da agricultura no produto e no emprego total são traços observados em diversas experiências de crescimento econômico, com o aumento da produtividade do trabalho na agricultura brasileira ocorrendo principalmente via aumento da produtividade da terra. Para os autores, a saída de trabalhadores do setor pode ser explicada por outros fatores que não a mecanização, tais como a legislação trabalhista e as políticas agrícolas. No entanto, para Helfand & Rezende (2001), ocorreram fortes pressões na última década para a redução da demanda por mão-de-obra rural. São exemplos desse processo a crescente mecanização da produção de cana-de-açúcar em São Paulo e a transferência da produção de algodão para o Centro- Oeste, região altamente mecanizada. Segundo os autores a liberalização comercial e a valorização cambial ocorrida na década de 1990 retiraram o viés anti-agricultura da política econômica, removendo Excluído: nota-se Excluído: aí Excluído: e Excluído: vem Excluído: s

8 a proteção industrial e permitindo o acesso a insumos importados de alta qualidade, o que fomentou os ganhos de produtividade do setor. O aumento dos salários agrícolas no começo do Plano Real também incentivaram a redução da demanda por mão-de-obra. Considerando-se este cenário de redução de postos de trabalho e aumento da produtividade do trabalho, na próxima seção mostra-se como se tem comportado a distribuição do rendimento e o rendimento médio no setor agrícola. Excluído: ando Excluído: r Excluído: N Excluído: veremos Excluído: -se 4. MEDIDAS DE DESIGUALDADES 7 A tabela 2 traz algumas características da distribuição dos rendimentos da população ocupada total e no setor agrícola. Nota-se que o rendimento médio real (set/2003=100) das pessoas ocupadas na economia brasileira e na agricultura teve um aumento de apenas 9,5% e 3,6% entre 1981 e 2003, respectivamente, atingindo seu maior valor em 1986, no ano do Plano Cruzado. Por sua vez, para o total da população os índices de desigualdade sugerem uma redução da desigualdade a partir de década de 1990, uma vez que em 1990 o índice de Gini era igual a 0,598 e em 2003 caiu a 0,538. Estes índices apontam uma nova tendência ascendente para distribuição da renda na agricultura brasileira, pois aumentaram na década de 1980, reduziram na década de 1990 e voltam a subir ao final do período analisado, conforme o gráfico 2. Excluído: Enquanto Excluído: igual Excluído: ; Excluído: e Gráfico 2. Índices de Gini e de Theil, na Agricultura, ,0 0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0, Gini Theil Theil L Fonte: Elaborado pela autora, com base nas PNADs. a Exclusive área rural de RO, AC, AM, RR, PA e AP. 7 As medidas de desigualdades foram obtidas seguindo Hoffmann (1998a).

9 Tabela 2. Rendimento médio, índices de Gini e Theil e percentis (set/2003=100), na população total e na agricultura, TOTAL AGRICULTURA ANO Rendimento médio Gini Theil T Theil L /40 - Rendimento médio Gini Theil T Theil L / ,99 0,558 0,623 0,582 14,9 44,5 31,6 12,1 17,77 381,85 0,525 0,663 0,514 17,9 44,2 33,4 16,5 14, ,67 0,563 0,636 0,588 14,7 45,0 31,8 12,1 18,27 348,45 0,517 0,634 0,474 18,3 43,5 32,5 15,1 13, ,31 0,576 0,676 0,612 13,8 46,0 32,6 12,9 19,49 347,89 0,551 0,767 0,540 17,1 47,9 36,9 18,5 16, ,45 0,575 0,664 0,614 13,8 46,1 32,7 12,6 19,49 336,05 0,544 0,764 0,518 17,1 46,6 35,1 16,2 15, ,47 0,589 0,709 0,654 13,1 47,2 33,7 13,5 21,25 388,52 0,572 0,804 0,587 15,7 49,3 37,7 18,5 18, ,24 0,582 0,718 0,620 13,7 47,2 34,0 14,3 20,40 575,46 0,569 0,816 0,578 15,8 48,8 37,5 19,4 17, ,81 0,582 0,694 0,637 13,4 46,4 33,0 13,4 20,76 391,76 0,583 0,868 0,625 15,0 49,9 38,5 19,6 19, ,28 0,604 0,752 0,701 12,5 49,0 35,2 14,0 23,71 343,14 0,579 0,817 0,615 14,9 49,1 37,6 18,9 19, ,78 0,623 0,840 0,743 11,5 51,0 37,5 16,1 26,39 441,67 0,618 0,975 0,701 13,5 53,7 42,3 22,1 23, ,04 0,598 0,742 0,673 12,4 47,9 34,4 14,1 23,35 340,94 0,585 0,912 0,622 15,0 50,2 39,0 20,0 19, ,08 0,554 0,637 0,577 15,0 43,8 31,2 12,9 17,23 332,61 0,571 0,847 0,600 15,3 48,1 36,8 18,9 19, ,92 0,584 0,751 0,645 13,7 47,7 34,8 15,2 20,72 375,22 0,608 0,863 0,690 13,6 51,7 39,7 18,7 23, ,78 0,573 0,666 0,598 14,0 46,0 32,7 13,0 19,40 419,69 0,558 0,773 0,559 16,4 48,1 37,3 18,2 16, ,89 0,569 0,656 0,587 14,3 45,8 32,3 12,8 19,01 435,07 0,562 0,794 0,564 16,1 48,4 37,7 18,6 16, ,37 0,572 0,673 0,599 14,2 46,1 32,8 13,2 19,34 404,29 0,563 0,797 0,575 16,2 48,5 38,0 19,0 17, ,84 0,564 0,648 0,575 14,7 45,5 32,3 12,8 18,33 396,81 0,541 0,729 0,524 17,4 46,4 36,2 18,1 15, ,24 0,554 0,619 0,556 15,2 44,6 31,5 12,1 17,40 380,65 0,527 0,647 0,496 18,0 44,8 34,3 15,5 14, ,33 0,554 0,634 0,555 15,5 45,1 32,1 12,9 17,02 386,39 0,553 0,752 0,557 15,5 47,1 36,6 18,2 16, ,32 0,546 0,613 0,539 15,9 44,5 31,5 12,4 16,15 398,53 0,557 0,783 0,570 16,9 48,1 37,5 18,9 17, ,57 0,538 0,597 0,524 16,5 43,8 31,2 12,4 15,41 395,54 0,561 0,802 0,583 16,5 48,1 37,5 19,4 17,40 Taxa de variação 81/89 22,9 11,8 34,8 27,6-22,5 14,6 18,5 33,0 48,5 15,7 17,8 47,1 36,2-24,4 21,5 26,5 34,4 62,2 90/99 25,9-7,3-16,6-17,4 22,7-6,8-8,6-13,9-25,5 11,6-9,9-29,1-20,3 20,1-10,6-12,1-22,1-24,9 01/03-12,7-2,9-5,8-5,5 6,3-3,0-2,9-3,9-9,5 2,4 1,4 6,7 4,7 6,7 2,1 2,6 6,2 3,7 81/03 9,5-3,6-4,2-10,0 10,6-1,5-1,3 2,1-13,3 3,6 6,8 21,0 13,4-7,6 8,7 12,3 17,5 20,5 Fonte: Elaborado pela autora, com base nas PNADs, a Exclusive área rural de RO, AC, AM, RR, PA e AP, b Os coeficientes que não foram estatisticamente significativos a um nível de 5% estão em itálico.

10 Deve-se ressaltar que os índices de desigualdade obtidos para 2003 para a população ocupada total são os mais baixos em todo o período analisado. No entanto, este fato vem ocorrendo em um contexto de redução dos rendimentos médios, com os estratos superiores perdendo mais renda que os estratos inferiores. Por outro lado, no setor agrícola as medidas de desigualdade apontam para o contrário, ou seja, um aumento do rendimento médio a partir de 1999, associado a um aumento da participação da renda apropriada pelos estratos superiores. Este aumento das desigualdades no setor agrícola coincide com a mudança da política cambial adotada em 1999, quando ocorreu uma desvalorização da moeda e os produtores nacionais ficaram mais competitivos. A desvalorização favoreceu diretamente o setor agrícola, propiciando aumento das exportações e a melhoria da renda. Estes resultados corroboram os obtidos por Hoffmann & Ney (2004), que analisaram o período , e sugerem uma continuidade da tendência observada pelos mesmos. Considerando os trabalhos publicados, desde os primeiros resultados dos Censos Demográficos de 1960, conforme vimos, a desigualdade da distribuição dos rendimentos na agricultura, mensurada pelo índice de Gini, sempre esteve nas décadas de 1960 e 1970 abaixo da desigualdade na população total, mas esta tendência se inverteu pela primeira vez no ano de 1987, fato que se repetiu em 1992, 1993, 2002 e Devemos ressaltar, que mesmo com esta melhora na distribuição da renda total, o país ainda encontra-se com um nível alto de concentração de renda quando comparado a outros país. No Brasil, os 10% mais ricos da população detinham 43,8% da renda em 2003, enquanto que na agricultura este percentual era de 48,1%. Na Noruega, que alcançou o maior IDH em 2004, segundo a PNUD (2004), este percentual é igual a 23,4%, quase a metade do valor para o Brasil. Em 1981, os 10% mais ricos da população ganhavam 17,8 vezes o ganho obtido pelos 40% mais pobres e, em 2003, essa relação reduzse para 15,4. No entanto, neste mesmo período, na agricultura este indicador aumenta de 14,4 para 17,4. A curva de Lorenz da distribuição dos rendimentos, para a população total e para a agricultura, nos anos de 1981 e 2003, está apresentada no gráfico 3. Vale lembrar que se a curva de Lorenz de uma distribuição (α) domina uma curva de Lorenz de uma distribuição (β), tal que L(α) L(β) e em algum intervalo L(α) > L(β), então a desigualdade da distribuição de α é necessariamente menor do que a desigualdade da distribuição β. O gráfico 3a, para a população total, indica que existe dominância de Excluído: em que Excluído: vem Excluído: em que com isto o que Excluído: com Excluído: nas décadas de 1960 e 1970, Excluído: e Excluído: possui o melhor 8 Estes resultados estão de acordo com os obtidos por Hoffmann e Ney (2004), que analisou o período

11 Gráfico 3. Curvas de Lorenz, 1981 e 2003, para a população ocupada total e na agricultura. 1,0 1,0 0,9 0,9 0,8 0,8 0,7 0,7 Proporção da renda 0,6 0,5 0,4 Proporção da renda 0,6 0,5 0,4 0, , ,2 0,2 0,1 0,0 0,0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9 1, Proporção da população a) Total Fonte: Elaborado pela autora, com base nas PNADs. a Exclusive área rural de RO, AC, AM, RR, PA e AP. 0, ,0 0,0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9 1,0 Proporção da população b) Agricultura Lorenz na distribuição de 2003 em relação a de 1981 e o gráfico 3b, para a agricultura, sugere o inverso, uma dominância da distribuição de 1981 em relação a de Dessa forma, como as medidas de desigualdade já apontaram, enquanto a desigualdade da distribuição reduz-se entre 1981 e 2003 para a população total, na agricultura ocorre o inverso,.. Na próxima seção analisa-se a evolução de alguns dos principais determinantes da desigualdade de rendimento na agricultura, procurando identificar as mais importantes modificações ocorridas a partir do início da década de 1980, bem como quais podem ajudar a explicar o aumento da desigualdade observada nesse setor. Excluído: conforme as curvas de Lorenz Excluído: A Excluído: as 5. EVOLUÇÃO DOS DETERMINANTES DA DESIGUALDADE DE RENDIMENTOS Para estimar os diferenciais dos rendimentos na agricultura é utilizada a análise de regressão linear múltipla, em que a variável dependente (Y) é o logaritmo neperiano do rendimento de todos os trabalhos da pessoa ocupada. O ajustamento das equações é feito por mínimos quadrados ponderados, utilizando como fator de ponderação o peso ou fator de expansão associado a cada pessoa da amostra. O modelo das equações estimadas é: Y j = α + β X + i i ij u j sendo que α e β i são parâmetros e u j são erros aleatórios (com as pressuposições usuais) e representa todas as demais variáveis que afetam o logaritmo do rendimento e não foram incluídas no modelo. As

12 variáveis explicativas utilizadas são educação, experiência, sexo, posição na ocupação, região geográfica e tempo semanal de trabalho. A educação é reconhecida como um fator positivo e relevante na determinação dos rendimentos. Para captar o nível educacional foi utilizada como proxy o número de anos de escolaridade formal de cada pessoa. Dessa forma, foram incluídas cinco variáveis binárias para distinguir seis níveis educacionais: nível 1- analfabeto ou com menos de 1 ano de estudo (tomado como base); nível 2- alguma educação elementar (1 a 3 anos de estudo); nível 3 - educação elementar completa ou primário incompleto (4 a 7 anos de estudo); nível 4- primário completo ou secundário incompleto (8 a 10 anos de estudos); nível 5- secundário completo ou superior incompleto (11 a 14 anos de estudos); nível 6- Superior completo ou mais (15 anos ou mais de estudos). Conforme o gráfico 4a, nota-se uma redução da proporção de pessoas nos níveis 1 e 2 associada a um aumento nos demais níveis, notadamente no nível 3, com educação elementar completa ou primário incompleto. Consequentemente, ocorreu uma elevação dos anos médios de estudo no período de 1,72 em 1981 para 3,13 anos em Não obstante este aumento tenha sido expressivo, acima de 80,0%, o nível de escolaridade no setor agrícola ainda é baixo quando comparado ao restante da economia, que estava com 6,9 anos em 2002, conforme Hoffmann & Ney (2004). Segundo os autores, dois fatores contribuem para esta diferença: a demanda por mão-de-obra menos qualificada, uma vez que o setor primário é o menos dinâmico e sofisticado, e a desigualdade de oportunidade educacional para os indivíduos desse setor, tais como a qualidade e a disponibilidade dos serviços educacionais. A idade é considerada como uma boa proxy para captar a contribuição do treinamento e experiência das pessoas. Assim, foi incluída a idade da pessoa, medida em dezenas de anos, e também o quadrado dessa variável, tendo em vista que a renda não varia linearmente com a idade e sim através de uma relação côncava. Se os coeficientes associados à idade e à idade ao quadrado forem respectivamente b 1 e b 2, então a idade para o qual o rendimento esperado é máximo seria obtida quando b 1 /(2b 2 ), com b 1 >0 e b 2 <0. Depois de uma relativa estabilidade na primeira metade da década de 1980, observa-se um crescimento sistemático da idade média das pessoas ocupadas no setor, de acordo com o gráfico 4b, que aumentou de 36,71 anos em 1981 para 40,40 anos em Para captar a diferença de rendimento entre o sexo masculino e feminino incluiu-se uma variável binária para sexo, que assume valor 1 para homens. Nota-se uma redução, ainda que modesta, na participação das mulheres no setor primário, passando de 12,3% em 1981 para 10,2% em 2003, conforme o gráfico 4c. Excluído: será Excluído: serão Excluído: é Excluído: foi incluída

13 Gráfico 4. Composição da população ocupada da agricultura por nível educacional (a), sexo (c), região (d), posição na ocupação (e) e tempo semanal de trabalho (f); e idade média (b), ,0 45,0 50,0 40,0 40,0 35,0 30,0 20,0 10,0 0, , Nivel 1 Nível 2 Nível 3 Nível 4 Nível 5 Nível 6 a) 30,0 25,0 20,0 50, b) ,0 45,0 80,0 40,0 70,0 35,0 60,0 30,0 % 50,0 % 25,0 40,0 20,0 30,0 15,0 20,0 10,0 0, Feminino c) Masculino ,0 5,0 0, Nordeste Norte MG+ES+RJ SP Sul Centro-Oeste d) 60,0 50,0 45,0 50,0 40,0 40,0 35,0 30,0 % 30,0 % 25,0 20,0 10,0 0, Empregado Conta própria Empregador e) Fonte: Elaborado pela autora, com base nas PNADs. a Exclusive área rural de RO, AC, AM, RR, PA e AP. 20,0 15,0 10,0 5,0 0, a 39 horas 40 a 44 horas 45 a 48 horas 49 horas ou mais f) Foram introduzidas cinco variáveis binárias (para distinguir as seis regiões geográficas: Nordeste - tomada como base; Norte; Minas Gerais, Espírito Santo e Rio de Janeiro; São Paulo; Sul; e

14 Centro-Oeste) para representar as diferenças regionais do país. A região Nordeste possui a maior proporção das pessoas ocupadas no setor agrícola ao longo de todo o período e aumenta esta proporção, chegando em 2003 com 47,5% do total. As regiões Norte e Centro-Oeste também aumentam sua participação, enquanto nas regiões Sul e Sudeste ocorreu o inverso. Segundo Brandão et al. (2005), o crescimento agrícola brasileiro na década de 1990 deu-se por meio do aumento da produtividade da terra ou de forma intensiva. Além disso, a expansão recente nas safras de da área plantada vem ocorrendo pela conversão de áreas dedicadas a pastagens, o que parece intensificar ainda mais a processo de crescimento da agricultura brasileira. Os autores destacam principalmente a cultura da soja, que se expandiu 38,9% no Sul e Sudeste e 66,1% no Centro- Oeste, nesses últimos anos. A posição na ocupação foi incorporada para testar a influência do capital físico, representando uma proxy para as diferenças de acesso à propriedade, conforme Langoni (1972). Dessa forma, acrescentou-se duas variáveis binárias para distinguir três posições na ocupação: empregado (tomando como base), conta-própria e empregador. A partir de 1988, observa-se uma redução na participação dos empregados e aumento em especial dos conta-própria, os quais representam a agricultura familiar, e em menor escala dos empregadores. No entanto, os empregados mantém a maior participação seguidos pelo conta-própria e empregador. O aumento dos conta-própria pode estar associado ao aumento do setor de subsistência característicos dos momentos de baixo crescimento econômico ou, conforme Delgado & Cardoso (2001), de perda de dinamismo econômico do setor rural nacional, em um contexto de liberalização econômica e de redução das políticas agrícolas. Por fim, para distinguir as diferentes remunerações decorrentes do tempo semanal de trabalho, foram utilizadas três variáveis binárias para diferenciar quatro faixas de tempo semanal de trabalho: 15 a 39 horas (tomada como base); 40 a 44 horas; 45 a 48 horas e 49 horas ou mais. Os resultados das equações estimadas estão apresentados na tabela 3. Os coeficientes das variáveis binárias são interpretados como a diferença percentual entre o salário esperado na categoria tomada como base e o salário da categoria para o qual aquela variável binária assume valor 1. Por exemplo, se o coeficiente da variável binária associada à variável sexo masculino for b, então, a diferença percentual no salário esperado do sexo masculino em relação ao feminino será igual à 100[exp(b)-1]%. Além disso, observa-se na tabela 4 a contribuição marginal de cada fator para a soma de quadrados de regressão, isto é, o aumento da parte explicada das variações de Y obtido com a introdução do respectivo fator ou grupo de variáveis, depois que todas as demais variáveis já tivessem sido incluídas. Excluído: ê Excluído: é Excluído: foram Excluído: adas Excluído: stinguir

15 TABELA 3. Equações de rendimento estimadas para as pessoas ocupadas na agricultura, considerando o rendimento de todos os trabalhos, (set/2003=100) Constante 3,205 3,126 3,037 2,992 2,966 3,459 2,957 2,854 2,991 2,825 3,064 2,624 3,448 3,442 3,337 3,376 3,470 3,378 3,366 3,231 Escolaridade Nível 2 0,211 0,164 0,168 0,185 0,170 0,167 0,223 0,196 0,224 0,178 0,189 0,151 0,159 0,183 0,147 0,177 0,150 0,143 0,138 0,143 Nível 3 0,373 0,361 0,342 0,338 0,380 0,352 0,384 0,398 0,400 0,388 0,361 0,345 0,341 0,368 0,322 0,348 0,318 0,339 0,320 0,304 Nível 4 0,726 0,607 0,634 0,666 0,652 0,605 0,836 0,757 0,790 0,625 0,531 0,581 0,509 0,597 0,550 0,504 0,449 0,497 0,496 0,438 Nível 5 1,129 1,127 1,043 1,124 0,939 1,095 1,183 1,185 1,180 1,061 0,900 0,885 0,910 0,970 0,925 0,875 0,845 0,927 0,867 0,723 Nível 6 1,768 1,640 1,616 1,552 1,624 1,804 1,750 1,843 1,696 1,771 1,554 1,266 1,479 1,538 1,561 1,334 1,667 1,611 1,463 1,695 Idade/10 0,522 0,529 0,540 0,526 0,544 0,506 0,531 0,540 0,529 0,500 0,449 0,510 0,387 0,391 0,397 0,412 0,378 0,417 0,401 0,364 (Idade/10)2-0,055-0,055-0,056-0,053-0,054-0,051-0,053-0,055-0,053-0,050-0,046-0,050-0,037-0,038-0,039-0,040-0,038-0,040-0,038-0,033 Sexo masculino 0,415 0,419 0,403 0,384 0,408 0,396 0,449 0,392 0,434 0,516 0,352 0,517 0,385 0,379 0,406 0,388 0,373 0,333 0,338 0,397 Condição da Ocupação Conta própria 0,065 0,137 0,154 0,217 0,132 0,142 0,023 0,161 0,159 0,135 0,119 0,195 0,035 0,052-0,028-0,032 0,017-0,065-0,083-0,075 Empregador 1,125 1,168 1,450 1,365 1,387 1,292 1,240 1,307 1,276 1,167 1,122 1,276 1,140 1,059 1,163 1,147 1,058 0,938 1,193 1,005 Região Norte 0,522 0,529 0,448 0,575 0,634 0,631 0,628 0,557 0,559 0,538 0,385 0,588 0,510 0,469 0,542 0,493 0,469 0,489 0,530 0,483 MG+ES+RJ 0,164 0,133 0,156 0,176 0,254 0,314 0,187 0,196 0,245 0,157 0,273 0,353 0,326 0,302 0,364 0,298 0,283 0,272 0,316 0,350 SP 0,499 0,554 0,424 0,543 0,633 0,536 0,657 0,691 0,615 0,669 0,701 0,871 0,653 0,673 0,709 0,681 0,698 0,667 0,672 0,749 Sul 0,356 0,270 0,256 0,388 0,489 0,355 0,338 0,323 0,315 0,298 0,449 0,747 0,348 0,347 0,446 0,373 0,355 0,460 0,550 0,648 Centro Oeste 0,303 0,363 0,326 0,382 0,508 0,564 0,500 0,417 0,465 0,465 0,417 0,715 0,412 0,445 0,480 0,447 0,420 0,544 0,525 0,586 Tempo semanal de trabalho 40 a 44 horas 0,309 0,335 0,308 0,315 0,345 0,377 0,310 0,345 0,343 0,343 0,281 0,325 0,285 0,290 0,324 0,316 0,301 0,256 0,275 0, a 48 horas 0,444 0,408 0,418 0,433 0,434 0,447 0,477 0,482 0,414 0,385 0,367 0,379 0,385 0,336 0,404 0,412 0,400 0,318 0,369 0,477 >= 49 horas 0,532 0,546 0,513 0,534 0,540 0,549 0,580 0,526 0,500 0,507 0,522 0,536 0,533 0,545 0,567 0,516 0,554 0,511 0,584 0,678 R 2 0,314 0,427 0,442 0,454 0,461 0,430 0,431 0,392 0,400 0,408 0,375 0,433 0,399 0,381 0,435 0,419 0,417 0,365 0,417 0,417 n Fonte: Elaborado pela autora, com base nas PNADs. a Exclusive área rural de RO, AC, AM, RR, PA e AP. b Os coeficientes que não foram estatisticamente significativos a um nível de 5% estão em itálico.

16 Os coeficientes estimados indicam que o diferencial de rendimentos em relação às pessoas sem instrução ou com menos de um ano de estudo (nível 1) vem se reduzindo, mas ainda é elevado. Os níveis 2, 3, 4, 5 e 6 recebiam um rendimento 23,5%, 45,2%, 106,7%, 209,3% e 486,11% superior ao nível 1, respectivamente, em 1981 e em 2003 os valores correspondentes eram 15,3%, 40,4%, 64,35%, 154,7% e 400,8%. A contribuição dessa variável para a explicação dos rendimentos esperados oscilou entre a terceira e quarta posição, conforme a tabela 4, sugerindo que a educação constitui-se em um importante determinantes dos rendimentos do setor agrícola, mas não é relevante quanto no setor urbano, o que corrobora com os resultados de outros trabalhos anteriores. Pode-se verificar que a idade associada ao rendimento esperado máximo vem aumentando, passando 47,6 anos em 1981 para 55,1 em 2003, seguindo a tendência de aumento da idade média observada no setor. Excluído: mostra TABELA 4. Contribuição marginal de cada fator na determinação dos rendimentos, Fator Ano Escolaridade Idade Sexo Posição na Ocupação Região Tempo Semanal Trabalho ,37 10,51 5,07 15,55 7,87 6, ,31 11,00 5,08 16,12 8,38 6, ,99 10,41 4,80 21,22 5,09 5, ,93 10,15 3,85 18,78 8,52 5, ,14 10,10 3,93 17,50 10,88 4, ,39 9,81 3,95 16,93 9,72 5, ,49 9,47 4,94 14,32 9,54 6, ,99 9,80 3,85 14,01 9,85 5, ,77 9,15 4,62 17,17 8,07 4, ,43 8,62 6,49 16,92 9,97 4, ,95 6,70 3,31 14,77 12,26 6, ,85 6,89 4,94 13,40 18,85 4, ,70 5,87 3,79 16,22 11,16 7, ,11 6,14 3,75 12,53 12,22 8, ,18 7,91 4,03 14,17 12,08 7, ,48 8,14 3,94 16,81 11,96 7, ,07 4,46 3,81 13,65 11,63 8, ,97 5,34 2,90 13,34 14,41 7, ,01 4,80 2,69 16,23 14,59 9, ,88 4,27 3,46 12,03 17,88 11,57 Fonte: Elaborado pela autora, com base nas PNADs. a Exclusive área rural de RO, AC, AM, RR, PA e AP. Em 1981, o coeficiente para o sexo masculino mostra que o rendimento esperado para o homem era 51,5% superior ao da mulher. Esta realidade vem sendo modificada, mas de maneira lenta, uma vez que em 2003 este diferencial ainda era igual a 48,7% em favor dos homens.

17 Com relação a condição na ocupação, também vem sendo observado uma redução nos diferenciais de rendimento, principalmente entre os empregadores e empregados (categoria base), que em 1981 tinha um rendimento esperado 208,1% superior ao dos empregados, atingindo o valor máximo de 326,3% em 1983 e chegando em 2003 com um valor igual a 173,1%. Os conta-própria no início do período analisado apresentavam um diferencial positivo em relação aos empregados; já ao final passou a ser negativo. No entanto, era de se esperar um diferencial maior e positivo. Segundo Hoffmann (2000), que também obteve um diferencial negativo para o ano de 1997, este fato pode ser explicado pela subestimação de rendimentos dos agricultores familiares nas PNADs, que não incluem o valor da produção para autoconsumo e podem estar subestimando o valor da produção comercial dessa parcela de produtores. Os diferenciais regionais em relação ao Nordeste aumentaram, com exceção da região Norte, o que pode ser explicado pelo fato de as PNADs não incluírem a área rural da região Norte. A região Nordeste possui o menor rendimento esperado em todo o período. O Estado de São Paulo, os demais estados do Sudeste, o Sul e o Centro-Oeste apresentaram um rendimento esperado, respectivamente, 64,6%; 17,8%; 42,8% e 35,5% superior ao do Nordeste em 1981; em 2003 estes valores foram iguais a 111,5%; 41,9; 91,2% e 79,7%. Note que em vários anos o Centro-Oeste esteve com o segundo maior diferencial em relação ao Nordeste. Como conseqüência, a condição da ocupação que era o fator mais importante na determinação dos rendimentos esperados na década de 1980, passa a dividir esta posição com a variável região geográfica no período seguinte, refletindo estes aumentos dos diferenciais de rendimento no período. Para Helfand & Rezende (2001) o impacto das políticas macroeconômicas associadas ao processo de liberalização comercial para o setor agrícola foi diferenciado, não só entre produtos, estabelecimentos e períodos, mas também entre as regiões geográficas. Um exemplo disso foi o impacto entre os produtos exportáveis e importáveis. Enquanto os exportáveis se beneficiaram da eliminação de tributos e controles sobre as exportações, da redução dos custos dos insumos, do acesso livre ao crédito a taxas de juro internacionais, os importáveis se beneficiaram da redução dos custos dos insumos, mas sofreram com a eliminação ou redução das barreiras tarifárias e não tarifárias, o que levou a uma redução significativa na produção interna em várias lavouras e ao aumento das importações. Com isto, para os autores, os ganhos se concentraram, em sua maioria, no Centro-Oeste do país, região com grande concentração de exportáveis, e as perdas no Sul, onde há produção significativa de importáveis como trigo, por exemplo. Excluído: a Excluído: e Excluído: consequência Excluído: s Excluído: maior parcela Excluído: das dificuldades

18 Dessa forma, além do tempo semanal de trabalho, a região geográfica foi único fator que aumentou a sua contribuição na explicação dos diferenciais de rendimento do setor agrícola, sugerindo que as desigualdades regionais se acentuaram no país. Deve-se ressaltar que este aumento coincidiu com o aumento das medidas de desigualdades para o setor agrícolas já apresentadas. Assim, pode-se dizer que entre os fatores analisados, o aumento nos diferenciais de rendimentos entre as regiões geográficas contribuiu positivamente para o aumento das desigualdades no setor. Por outro lado, a redução dos diferenciais em outros fatores permitiram que este aumento não fosse maior ainda, como foi o caso da educação, sexo, idade e condição na ocupação. 6. CONCLUSÃO Neste trabalho foi investigado a evolução de 1981 a 2003 da desigualdade de rendimentos na agricultura brasileira. Ao longo desse período observou-se três momentos distintos. No primeiro, que abrange a década de 1980, os resultados indicam crescimento da desigualdade na agricultura. No segundo, nos anos 1990, prevaleceu a tendência de redução da desigualdade. Por fim, no terceiro, que se inicia em 2001 e prossegue até 2003, o índice de Gini volta a subir, saindo de 0,525 para atingir 0,561 em Por outro lado, os resultados para o população ocupada total apontam tanto uma tendência de redução da desigualdade, a partir do início da década de 1990, quanto uma redução do nível da desigualdade, quando se compara o início do período ao final. O índice de Gini foi igual a 0,558; 0,598 e 0,538; respectivamente, nos anos de 1981, 1990 e Não obstante, esta redução ainda não foi muito significativa e suficiente a ponto de deixar o país em uma situação confortável no contexto mundial quanto ao seu nível de concentração da renda. A análise dos determinantes dos rendimentos na agricultura brasileira sugere uma redução nos diferenciais entre os fatores posição na ocupação, educação, sexo, idade e um aumento para o tempo semanal de trabalho e a região geográfica. Destaca-se também o papel desempenhado pelos determinantes posição na ocupação e região geográfica, principais fatores na explicação das desigualdades dos rendimentos esperados. No entanto, enquanto a posição na ocupação vem perdendo poder explicativo, o fator região geográfica aumenta a sua contribuição na explicação dessas desigualdades. Este fato sugere a necessidade de política regionais que busquem reduzir as desigualdades regionais no país. 7. REFERÊNCIAS

19 BARROS, R. P.; CORSEUIL, C. H.; CURY, S. Abertura comercial e liberalização do fluxo de capitais no Brasil: impactos sobre a pobreza e a desigualdade.in: HENRIQUES, Ricardo (org.). Desigualdade e pobreza no Brazil. Rio de Janeiro: IPEA, p , BRANDÃO, A. S. P; RESENDE, G.C.; MARQUE, R. W. C. Crescimento agrícola no período , explosão da área plantada com soja e meio ambiente no Brasil. Rio de Janeiro: IPEA, jan., 2005, 21p. (Texto para discussão no. 1062) CORRÊA, A. M. C. J. Distribuição de renda e pobreza na agricultura brasileira. Piracicaba, São Paulo, Ed. UNIMEP, 1998, 260 p. CORRÊA, A. M. C. J; CRÓCOMO, F. C.; BACCARIN, F.; RIOS Jr, W. D.G.; SOUZA, T. F. Desigualdade e pobreza entre as pessoas ocupadas na agricultura brasileira nos anos 90: uma análise regional a partir das PNAD In.: Congresso Brasileiro de Economia e Sociologia Rural, Rio de Janeiro, DELGADO, G.C; CARDOSO Jr, J. C. Universalisação de direitos sociais no Brasil: a previdência rural nos anos In: CONCEIÇÃO, J. C. & GASQUES, J. G. Transformações da Agricultura e Políticas Públicas. Brasília, 2001, p FERREIRA, F.H. G. Os determinantes da desigualdade de renda no Brasil: luta de classes ou heterogeneidade educacional? Rio de Janeiro: PUC RJ, fev., 2000, 29p. (Texto para discussão no. 415) FISHLOW, A. Distribuição de renda no Brasil um novo exame. Dados. Rio de Janeiro: Instituto Universitário de Pesquisas, n. 11, p , CONCEIÇÃO, J. C.; GASQUES, J. G. Transformações estruturais da agricultura e produtividade total dos fatores. In: CONCEIÇÃO, J. C. & GASQUES, J. G. Transformações da Agricultura e Políticas Públicas. Brasília, 2001, p HELFAND, S. M, REZENDE, G.C. A agricultura brasileira nos anos 1990: o impacto das reformas de políticas. In: CONCEIÇÃO, J. C. & GASQUES, J. G. Transformações da Agricultura e Políticas Públicas. Brasília, 2001, p HOFFMANN, R.; DUARTE, J. C. A distribuição de renda no Brasil. Revista de Administração de Empresas, v. 12, p , HOFFMANN, R.; KAGEYAMA, Â. A. Distribuição da Renda no Brasil, entre Famílias e entre Pessoas, em 1970 e Estudos Econômicos, v. 16, n. 1, São Paulo, jan abr, p.25-51, HOFFMANN, R,; KAGEYAMA, Â, A, Determinantes da renda e condições de vida das famílias agrícolas no Brasil. Economia, Campinas, v. 1, n 2, jul dez, p , HOFFMANN, R. Desigualdade e pobreza no Brasil no período 1979/97 e a influência da inflação e do salário mínimo. Economia e sociedade. Campinas, v. 11, dez., p , 1998.

20 . Distribuição de renda: medidas de desigualdade e pobreza. São Paulo: Editora da Universidade de São Paulo, 1998a.. Mensuração da desigualdade e da pobreza no Brasil. In: HENRIQUES, Ricardo (org.). Desigualdade e pobreza no Brasil. Rio de Janeiro: IPEA, p , 2000a.. Desigualdade e pobreza no brasil no período , 2000b, 24p. (mimeo) HOFFMANN, R; NEY, M, G, Desigualdade, escolaridade e rendimentos na agricultura, indústria e serviços, In: Anais do XLII Congresso Brasileiro de Economia e Sociologia Rural, Cuiabá, IPEA, Instituto de Pesquisas Econômicas Aplicadas. IPEADATA Contas Nacionais. Acesso em 10 de março de (Disponível em LANGONI, C, G, Distribuição de renda e desenvolvimento econômico no Brasil, Rio de Janeiro: Editora Expressão e Cultura, 1973, 312p. PNUD, Programa das Nações Unidas para o Desenvolvimento. Relatório do Desenvolvimento Humano Lisboa, 2004, 285p. RAMOS, L. R. A.; REIS, J. G. A. Distribuição de renda: aspectos teóricos e o debate no Brasil. In: CAMARGO, J. M.; GIAMBIAGI, F (eds.). Distribuição de renda no Brasil. Rio de Janeiro: Editora Paz e Terra, 2a. ed., 2000, p ROCHA, Sônia. Desigualdade regional e pobreza no Brasil: a evolução Nova Economia. Belo Horizonte. v.7, n. 2, p , 1997.