Redução da desigualdade da distribuição de renda entre 2001 e 2006 nas macrorregiões brasileiras: tendência ou fenômeno transitório?

2001-2006 income distribution decreasing in the Brazilian regions: tendency or transitory phenomena?

Redução da desigualdade da distribuição de renda entre 2001 e 2006 nas macrorregiões brasileiras: tendência ou fenômeno transitório?¹

2001-2006 income distribution decreasing in the Brazilian regions: tendency or transitory phenomena?

Maria Cristina Cacciamali²; Vladimir Sipriano Camillo³

RESUMO

O objetivo deste estudo é contribuir para o debate sobre a queda da desigualdade na distribuição domiciliar de renda no Brasil no início do século XXI. Assim, nessa diminuição, analisamos a participação relativa de três fontes de renda (trabalho, aposentadorias e pensões e transferências públicas) nas cinco macrorregiões brasileiras – Norte (urbana), Nordeste, Centro-Oeste, Sudeste e Sul, entre os anos de 2001 e 2006. Para atingir os propósitos, estruturamos o texto em três seções. A primeira seção apresenta aspectos selecionados da literatura especializada brasileira sobre as causas da variação da desigualdade de renda. A segunda apresenta a técnica matemática de decomposição utilizada. Finalmente, na terceira seção, analisam-se os resultados empíricos para Brasil e cinco macrorregiões selecionadas. À guisa de conclusão, destacamos, dentre os resultados, a importância das transferências públicas de renda e, principalmente, as mudanças nos mercados de trabalho regionais para a diminuição do grau de desigualdade.

Palavras-chave: Renda – Distribuição – Brasil; Renda – Distribuição regional; Mercado de trabalho; Brasil – Renda – Transferência.

ABSTRACT

The aim of this paper is to contribute to the debate on the decrease of the concentration degree of the family's income distribution in Brazil in the first five years of the XXI Century. On this purpose, we approach the phenomenon analyzing the importance of five types of income ( labor, property rents, donation, retirement and public cash transference) in the five macro regions in Brazil – North, Northeast, Middle-West, Southeast, South, during the period 2001-2006.To reach the purposes, the text was structured in three parts. The first one highlights stylized facts on this decreasing from the Brazilian specialized literature. The second section presents the mathematical technique used to build the decomposition. Finally, in the third section we analyze the results obtained for the five macro regions. We detached, specially, the magnitude of the employment's creation and, secondarily, the public cash transference to poor families as the main causes to explain the decline on the concentration degree of the income distribution.

Key-words:Income distribution – Brazil; Regional income distribution; Labour market; Public cash transference.

JEL D35, E24

Introdução

O objetivo do presente estudo é analisar as mudanças na distribuição domiciliar da renda por pessoa no Brasil, entre 2001 e 2006, de acordo com o tipo de renda e a macrorregião do país. Estudos recentes apontam que o grau de desigualdade na distribuição de renda no Brasil, medido pelo coeficiente de Gini, reduziu-se no período mencionado. Entre 2001 e 2004, a diminuição é mais expressiva, o índice de Gini declina de 0,59 para 0,57.⁴ Em função da queda mais acelerada da desigualdade no período mencionado, a análise que fizemos contempla dois subperíodos: 2001-2004 e 2004-2006. Para analisar a queda da distribuição de renda, construímos, na primeira seção, uma base teórica, a partir da literatura nacional, desde o debate acalorado da década de 1970, até os estudos mais recentes.⁵

No Brasil, podemos sistematizar a literatura econômica sobre a distribuição de renda desde o final da década de 1960. A literatura mais recente retoma a interpretação das décadas de 1970 e 1990, atribuindo a principal causa da concentração de renda à iníqua distribuição de capital humano, apreendida sob forma de escolaridade e experiência laboral. Em contraposição, nas décadas de 1960 e 1970, predominam análises de cunho keynesiano e kaleckiano que associam o comportamento da distribuição pessoal à distribuição funcional da renda. Abordagens mais recentes, ademais, introduzem outros aspectos sociais relevantes, por exemplo, a discriminação de gênero e raça no mercado de trabalho, a segmentação regional e a importância das transferências públicas, principalmente aquelas realizadas no âmbito do Programa Bolsa Família.

Na segunda seção formaliza-se a técnica matemática da decomposição utilizada, por tipo de renda e região, e apresentam-se as considerações metodológicas, com o propósito de identificar possíveis limitações e principais virtudes. A principal limitação identificada refere-se à incapacidade da técnica de estabelecer conexões causais. A principal virtude consiste na sua capacidade de levantar potenciais variáveis candidatas à explicação da variação da desigualdade de renda no período. Aliás, ainda nessa seção, especificam-se as variáveis utilizadas neste estudo, a respectiva fonte – Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílio de 2001 a 2006 – e a sua aplicação para as macrorregiões brasileiras – Norte, Nordeste, Sudeste, Sul e Centro-Oeste.⁶

Na terceira e última seção, examinam-se os resultados das decomposições regionais – ou seja, o coeficiente de participação relativa de cada fonte de renda, o coeficiente de concentração de cada uma delas e o resultado total – permitindo identificar as principais fontes ou tipos de renda associados com a redução dos coeficientes regionais de Gini. Uma vez identificadas as principais fontes de renda que contribuem para a queda dos coeficientes regionais de Gini, sintetizam-se os resultados. Por fim, nas considerações finais, discutimos a interação dos resultados.

1 Causas da distribuição de renda no Brasil

Os estudos sobre a distribuição de renda no Brasil expandem-se a partir da década de 1970. Gandra, ao analisar em perspectiva histórica esses estudos, propõe que sejam classificados em dois grupos: estudos da década de 1970 e estudos da década de 1990, períodos que o autor denomina de, respectivamente, acontrovérsia de 70 e opensamento hegemônico dos anos 90.⁷Esse agrupamento permite identificar a evolução do debate sobre as causas da elevada concentração da renda brasileira.

Na literatura especializada da década de 1970, o crescimento econômico, a distribuição funcional e a distribuição pessoal da renda compunham um recorte teórico que, sob a inspiração keynesiana ou kaleckiana, eram analisados em conjunto. O declínio do valor real do salário mínimo, a partir da instauração do regime militar, é apontado por vários autores como o fator determinante do aumento do grau de desigualdade na distribuição da renda, entre 1960 e 1970.⁸

Fishlow (1978), por exemplo, seguindo uma abordagem keynesiana, entende que o aumento do salário mínimo pode propagar impulsos capazes de elevar os demais salários e promover uma melhor distribuição de renda. Segundo esse autor, a política econômica, entre 1964 e 1967, impede o crescimento do salário mínimo e do salário médio, em virtude dos reajustes abaixo da inflação do salário mínimo e do salário-base das diferentes categorias profissionais e/ou devido à ausência de barganha salarial, sustada pelo regime militar. Assim, o aumento do grau da desigualdade da distribuição pessoal da renda, na década de 1960, é aderente à diminuição da participação relativa dos salários e aumento da massa de lucro no período, ou seja, é consistente com o aumento da desigualdade funcional da renda.

Nessa direção, Paulo Renato de Souza e Paulo Baltar, de um lado, e Roberto Macedo e Manuel Enriquez Garcia, de outro, travam um debate emblemático.⁹ Os dois primeiros autores, partindo de enfoque marxista-estruturalista, argumentam que, no Brasil, o salário mínimo determina o salário da mão de obra não qualificada do núcleo tipicamente capitalista da economia – da indústria. Constitui-se, portanto, em um parâmetro, tanto para a hierarquia salarial das empresas, quanto para as remunerações dos trabalhadores não qualificados que se inserem nas atividades do setor informal.¹⁰ Assim, para Souza e Baltar, a contenção do salário mínimo, durante o regime militar, implica ampliação da dispersão salarial no período e aumento da concentração funcional e pessoal da renda.

Roberto Macedo e Manuel Enriquez Garcia contestam o papel redutor do salário mínimo durante esse mesmo período.¹¹ Os autores, utilizando-se do modelo de Lewis, defendem que o salário de subsistência é o determinante da taxa básica de salário da economia que evolui acompanhando o índice de custo de vida. Na década de 1960, o salário mínimo institucional foi reajustado abaixo dos índices de custo de vida, tornando-se inoperante. De acordo com essa linha de interpretação, o salário mínimo, nessas circunstâncias, perde as suas atribuições e a sua relevância de indicador de salário básico da economia. Assim, a diminuição do salário mínimo apenas redunda na diminuição do número de ocupados com essa remuneração.¹²

Outra racionalização para o aumento no grau de desigualdade na distribuição pessoal da renda, na década de 1960, baseada na elevação da concentração funcional da renda foi elaborada por Bacha (1978). O autor centra-se no comportamento da estrutura ocupacional e salarial das grandes empresas no período. A política salarial implementada pelas grandes empresas, na presença de elevada taxa de crescimento econômico e ausência de regulação distributiva no mercado de trabalho, origina exacerbada desigualdade salarial entre as ocupações gerenciais e aquelas de produção direta. Em um ambiente de alta competição para atrair mão de obra qualificada, as empresas de maior porte têm condições de arcar com maiores remunerações, principalmente para seus gerentes. Dessa maneira, apoiando-se na sua posição diferenciada no mercado, indicada pelo maior poder de monopólio, a alta hierarquia das firmas estabelece seus vencimentos para além da produtividade marginal do trabalho, abocanhando parcela dos lucros.

No início da década de 1970, a análise de Langoni sobre o aumento do grau de desigualdade na distribuição da renda não considera o comportamento da distribuição funcional da renda, privilegiando a metodologia e o argumento econômico mais frequentemente utilizado nas décadas posteriores: o individualismo econômico e a teoria do capital humano. O autor conclui que a concentração de renda, no Brasil, da década de 1960, deriva predominantemente da incapacidade do sistema educacional brasileiro de produzir trabalhadores qualificados na proporção demandada pela crescente industrialização.¹³ Ademais, reinterpretando Kuznets, Langoni afirma que o aumento da concentração da renda, nesse período, é esperado, tendo em vista o aumento da heterogeneidade estrutural do setor produtivo brasileiro. Segundo Kuznets, a concentração da renda aumenta nas fases iniciais do desenvolvimento econômico, reduzindo-se quando a estrutura produtiva apresentar predominantemente setores de maior produtividade (Kuznets, 1955).

Assim, por essa ótica, a manter o processo de crescimento econômico, a concentração de renda é um fenômeno passageiro, típico de uma economia em processo de reestruturação produtiva e desenvolvimento. Nos setores de atividade de maior produtividade, a distribuição pessoal da renda dependerá ainda mais da escolaridade dos trabalhadores.

Analisando os estudos realizados a partir da década de 1990, nota-se a influência da abordagem neoclássica de Langoni, baseada na teoria do capital humano, abandonando-se quaisquer relações com a distribuição funcional da renda.

Na década de 1990, Barros e coautores ampliam e complementam o modelo langoniano. Em artigo de 1995, Barros e Mendonça identificam teórica e empiricamente os determinantes da desigualdade de renda no Brasil, principalmente da desigualdade salarial. Os autores destacam como determinantes da desigualdade três fatores: segmentação no mercado de trabalho brasileiro, por exemplo, segundo ramo de atividade, formal-informal e regional; discriminação por cor e gênero; e experiência no mercado de trabalho e a escolaridade do trabalhador, associados ao capital humano. A segmentação por ramo de atividade explica 15% da desigualdade salarial brasileira, indicando a participação da heterogeneidade da estrutura produtiva brasileira nesse processo de desigualdade. A segmentação formal-informal é responsável por apenas 1% da desigualdade salarial brasileira, embora os diferenciais salariais entre trabalhadores formais e informais não sejam desprezíveis. Com relação à segmentação regional, os autores concluem que explica entre 2% e 5% da desigualdade salarial, muito provavelmente porque os diferenciais salariais entre os trabalhadores com qualificações similares não foram tão elevados (Barros; Mendonça, 1975).

Os resultados de Barros e Mendonça para a discriminação de cor e gênero indicam participações relativamente pequenas na desigualdade salarial brasileira, da ordem de 2% para a primeira variável e 5% para a discriminação de gênero. A experiência do trabalhador no mercado de trabalho explica 5% da desigualdade salarial, enquanto sua experiência na empresa explica 10%, indicando maior impacto do tempo na empresa sobre os diferenciais de salários. O determinante da desigualdade salarial de maior impacto é a escolaridade, que explica de 35% a 50%. Esse último resultado alinha-se aos resultados de Langoni da década de 1970. Dessa forma, as evidências empíricas de Barros e Mendonça (1975), embora tenham incluído outros determinantes da desigualdade de renda no Brasil, enfatizam o papel da distribuição desigual de capital humano nesse processo, remetendo a discussão sobre a desigualdade de renda para a oferta de trabalho (idem).

Barros e Mendonça, em parceria com Henriques, elaboram um estudo no ano de 2000 que concorda com as principais conclusões do pensamento hegemônico da década de 1990. Nesse estudo de 2000, os autores identificam o fator heterogeneidade educacional como principal determinante da desigualdade salarial brasileira, sendo responsável por 39,5% dessa desigualdade. Segundo os autores, as diferenças educacionais entre os trabalhadores brasileiros são reveladas pelo mercado de trabalho, mostrando que os trabalhadores mais escolarizados apresentam maior produtividade e auferem salários maiores. Além de identificarem a escolaridade como o principal determinante da desigualdade salarial no Brasil, os autores também apontam problemas permanentes do sistema educacional brasileiro que reforçam a concentração de renda, principalmente, o relativo atraso educacional, estimado em uma década.¹⁴

Outro estudo dos anos 1990 combina com os resultados anteriores. Ferreira utiliza as evidências empíricas de Barros e Mendonça e constata que a escolaridade é o principal determinante da distribuição de renda no Brasil. Segundo o autor, os anos de estudos explicam entre 33% e 50% da desigualdade total, embora outras causas devam ser citadas, por exemplo, os efeitos da segmentação e da discriminação. Além dos resultados empíricos, Ferreira constrói um modelo teórico para explicar a persistência da desigualdade de renda no Brasil. Esse modelo contém uma característica de dinâmica intergeracional que retroalimenta a desigualdade nacional. Essa retroalimentação inicia-se com uma elevada desigualdade educacional que gera uma elevada desigualdade de renda. Essa desigualdade de renda, ao criar grupos populacionais de rendas baixas, também promove uma desigualdade de poder político. Essa desigualdade de poder político perpetua a desigualdade educacional, uma vez que os grupos populacionais de rendas baixas não conseguem alterar as decisões políticas que podem favorecê-los, como a expansão de escolas públicas de qualidade. Dessa forma, o circuito de retroalimentação se completa, com as diferenças educacionais gerando desigualdade de renda e desigualdade de poder político, impedindo que esse circuito seja interrompido. Para pôr termo ao fenômeno, Ferreira propõe a expansão e melhoria dos gastos públicos com educação, focalizando-os (Ferreira, 2000).

Mais recentemente, a literatura nacional tem se dedicado à investigação das causas da queda da concentração pessoal de renda no início do século XXI, após 2001. Além dos resultados que incorporam parte das discussões dos anos 1970 e 1990, também ocorre a inclusão de outras variáveis determinantes da variação da concentração, como alguns gastos sociais, derivados do Programa Bolsa Família e previdenciários – aposentadorias e pensões. A introdução dessas variáveis expande o número de determinantes da variação da concentração de renda, sem romper com a literatura anterior, ampliando as conexões causais. Essas conexões aparecem numa série de estudos que utilizam técnicas matemáticas de decomposição.

Soares decompôs a variação da concentração da renda domiciliar brasileira no período de 1995 a 2004, com destaque para o período pós-2001, concluindo que o mercado de trabalho explica 75% da queda da concentração pessoal de renda, decorrente da participação da renda do trabalho. As transferências públicas do Programa Bolsa Família também têm importância, contribuindo com 27% no período de 2001 a 2004, indicando a sua relevância para a redução da desigualdade de renda no Brasil (Soares, 2006).

Hoffmann (2006), utilizando a mesma técnica de decomposição de Soares, obtém resultados similares para algumas regiões brasileiras, com destaque para as transferências públicas no Nordeste, que contribuem significativamente para a redução da concentração de renda pessoal dessa região. Para as demais regiões analisadas, Hoffmann obteve resultados que indicam a renda do trabalho como o principal tipo de renda envolvido com a redução da concentração.

Ferreira, em parceria com Leite, Litchfield e Ulyssea, efetuam uma série de decomposições da desigualdade de renda brasileira. Dentre os principais resultados, destacam-se as contribuições da escolaridade e da discriminação por cor. Em 2004, as diferenças educacionais entre os responsáveis pelo domicílio explicam 38% da desigualdade total, enquanto a variável cor explica 11%. Contudo, apesar da elevada capacidade explicativa da educação, houve uma redução de sua participação no período compreendido entre 1981 e 2004, indicando redução nos retornos da escolaridade. Os 11% explicados pela cor, embora sejam relativamente reduzidos, são significativamente maiores do que outros resultados encontrados na literatura nacional, resultado que permanece inalterado entre 1981 e 2004. Considerando a participação das fontes de renda na desigualdade total, os autores identificam, em 2004, que a renda do trabalho contribui com 67% e as aposentadorias e pensões com 18%. Diante dos resultados obtidos para a escolaridade, discriminação e aposentadorias, os autores concluem que, para o período entre 1993 e 2004, houve redução da importância dos retornos da educação e queda na desigualdade dos grupos raciais, acompanhadas de maior focalização das transferências públicas.¹⁵

A importância das transferências públicas para a redução da concentração de renda brasileira após 2001 torna-se um objeto específico de análise. Soares, Veras, Medeiros e Osório (2006) analisam a contribuição de determinados programas públicos de transferências para a redução da desigualdade da distribuição de renda, concluindo, por meio de decomposição, que o Benefício de Prestação Continuada, o Programa Bolsa Família e as aposentadorias e pensões no piso, contribuem, respectivamente, com 7%, 21% e 32% para a redução da desigualdade no período de 1995 a 2004. A principal causa para que essas transferências públicas contribuíssem para a redução da desigualdade é a correspondente diminuição de seus coeficientes de concentração, indicando ampliação da focalização desses gastos públicos. Os autores, a partir desses resultados positivos, propõem maior cobertura.

O Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (Ipea), em estudo institucional, também analisa a contribuição das transferências públicas para a redução da desigualdade no período de 2001 a 2004, concluindo que as aposentadorias e pensões no piso, o Benefício de Prestação Continuada e as transferências de renda do Programa Bolsa Família contribuem, juntos, com 30% da redução total. Esse resultado para as transferências públicas, segundo o Ipea, sugere maior efetividade do sistema de proteção social. O estudo também analisa a contribuição de outros fatores para a redução da desigualdade no período. Dentre esses fatores, destacam-se a escolaridade, a produtividade do trabalho e a segmentação regional, que contribuem com 16%, 18% e 11%, respectivamente. O conjunto de resultados apresentados pelo estudo indica que as políticas sociais que transferem renda, a qualificação da força de trabalho e a integração dos mercados de trabalho contribuem para a queda da desigualdade no período de 2001 a 2004 (Ipea, 2006).

2 Formalização da decomposição das variações dos Ginis regionais e nacional

A técnica matemática utilizada baseia-se em cálculo diferencial. Para construir o cálculo diferencial, iniciamos com a seguinte identidade:

A partir da identidade (1), nota-se que o coeficiente de Gini (G) é idêntico ao somatório do produto de dois coeficientes (Y e C) dos tipos de renda (k) selecionados. O coeficiente Y mede a participação relativa de cada tipo de renda selecionada na renda domiciliar por pessoa. O coeficiente C mede o grau de concentração de cada um desses tipos de renda. Portanto, a partir da identidade (1), pode-se decompor o Gini de uma região da seguinte forma:

Como as decomposições do Gini serão construídas, inicialmente, para os anos de 2001 a 2004, inserem-se esses anos nas identidades (2) e (3). Contudo, depois também serão inseridos o subperíodo de 2004 a 2006 e o período de 2001 a 2006 para as decomposições com o período completo. Portanto, serão três decomposições, sendo duas para dois subperíodos (2001 a 2004 e 2004 a 2006) e uma para o período completo (2001 a 2006). A partir das identidades (2) e (3) torna-se possível efetuar o primeiro cálculo diferencial:

A identidade (4) indica a contribuição de cada tipo de renda para a variação do Gini. Essa contribuição pode ser decomposta em duas partes a partir da variação dos coeficientes Y e C:

Nas identidades (5) e (6) nota-se que as variações dos coeficientes da renda (ΔY) e da concentração (ΔC) permitem mensurar a participação desses dois coeficientes (Y e C) na variação do Gini. Contudo, as combinações dessas variações contidas nas duas identidades geram resultados diferentes. Diante dessas diferenças, pode-se escolher com qual identidade a decomposição será construída ou, (...) para evitar a questão de escolher arbitrariamente uma delas, é razoável utilizar a média aritmética das duas (Hoffmann, 2006). Ao se utilizar a média dos coeficientes Y e C, obtemos a seguinte identidade:

As médias aritméticas dos coeficientes de concentração (C*) e de renda (Y*) da identidade 7 atuam como um critério tradicional de ponderação que evita resultados mais extremos obtidos pela escolha de uma ou outra identidade, no caso, as identidades (5) ou (6). Ainda na identidade (7), nota-se que a variação do Gini pode ser decomposta em duas partes para cada tipo de renda: uma parte indicará a participação da variação de cada tipo de renda (C*.ΔY); a outra parte indicará a participação da concentração de cada tipo de renda (Y*.ΔC). Essas duas partes (efeito renda e efeito concentração) podem ser mais bem interpretadas por meio de uma última manipulação algébrica:

A identidade (8) gera resultados mais coerentes para o efeito renda [(C*-G*)ΔY] e para o efeito concentração (Y*.ΔC). Essa coerência pode ser notada, por exemplo, no efeito renda [(C*-G*)ΔY]; um crescimento na participação relativa de um tipo de renda k contribuirá com a redução do Gini desde que o coeficiente médio de concentração (C*) dessa renda k seja menor que o coeficiente médio do Gini (G*).

Dessa forma, a identidade (8) permite decompor a variação do Gini em dois efeitos: a) efeito renda [(C*-G*)ΔY] e b) efeito concentração (Y*ΔC). Esses dois efeitos indicam a contribuição das participações relativas das rendas e dos seus coeficientes de concentração na variação do Gini.

As propriedades matemáticas da técnica de decomposição apresentada não permitem identificar conexões causais entre as variáveis selecionadas e a desigualdade de renda. Sendo assim, cabe uma consideração de natureza metodológica: essa técnica de decomposição pertence a um grupo de exercícios matemáticos, e embora estes exercícios não permitam identificar as causas do comportamento da desigualdade, eles permitem levantar uma série de potenciais candidatos (Ferreira; Leite; Litchfield; Ulyssea, 2006, grifos nossos).

A decomposição da variação dos Ginis foi construída para Brasil e cinco macrorregiões brasileiras – Norte, Nordeste, Sudeste, Sul e Centro-Oeste, nos subperíodos de 2001 a 2004 e 2004 a 2006 por três fontes (tipos) de renda, utilizando-se os microdados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD). Os tipos de renda são: trabalho – inclui as rendas de todos os trabalhos (primário, secundário, etc.); aposentadorias e pensões; e transferências públicas de renda (que incluem juros e dividendos). Cabe destacar que a distribuição aqui analisada refere-se à distribuição da renda domiciliar.

Para a região Norte, considera-se apenas a área urbana, com o propósito de se avaliar a hipótese de convergência de distribuição de renda entre as áreas urbanas e rurais. O subperíodo de 2001 a 2004 foi escolhido por apresentar elevada redução da concentração de renda no Brasil. Essa elevada redução está descrita na literatura nacional.

As variáveis utilizadas para construir as decomposições são: participação relativa de cada tipo (fonte) de renda na renda domiciliar por pessoa total; e coeficiente de concentração de cada tipo de renda construído segundo a distribuição por domicílios. Dos três tipos de renda analisadas, não foi possível desagregar o tipo juros do tipo transferências públicas de renda. Desse conjunto, três mostraram-se significativas: trabalho, transferências públicas de renda, incluindo a parcela de juros, e pensões e aposentadorias. A utilização da variável juros como indicador das transferências públicas é justificada porque a maioria das rendas contidas nessa variável da PNAD possui proximidade com as transferências.

A análise a seguir contará com o apoio de 19 tabelas. Nove contêm as variáveis com as quais as decomposições foram construídas, as demais apresentam as próprias decomposições. A última tabela constitui um esforço de síntese dos resultados das decomposições para os dois subperíodos e para o período completo. Todas essas tabelas apresentam os resultados principais.

3 Resultados das decomposições para Brasil e macrorregiões

A participação da renda do trabalho no Brasil, assim como, em outros países, representa, em 2001, 75% e, em 2004, 74% da renda por pessoa domiciliar. Deve-se atentar, para a expansão do trabalho urbano e metropolitano que tende a elevar a renda monetária, portanto, a renda domiciliar por pessoa. Nos anos de 2001 e 2004, as regiões Norte (urbana) e Centro-Oeste apresentam participações da renda do trabalho nas respectivas rendas domiciliares por pessoa superiores à média nacional, atingindo nos dois anos considerados cifras maiores que 80%, enquanto, dentre todas as regiões, o Nordeste se situa no extremo oposto, mostrando indicadores da ordem de 73 e 70% respectivamente (Tabela 1).

Analisando o grau de desigualdade da distribuição da renda do trabalho no subperíodo considerado, verifica-se a redução do índice de Gini nacional de 0,56 para 0,54. Contudo, mesmo com tal redução, a desigualdade na distribuição da renda no Brasil se mantém muito elevada diante dos padrões internacionais, inclusive quando cotejada com economias de nível de renda por pessoa similar. Esse grau de concentração agrava-se nas regiões Nordeste e Centro-Oeste, que superam o grau de desigualdade nacional, atingindo coeficientes de 0,59 e 0,58 em 2004, respectivamente. As maiores quedas relativas no grau de desigualdade, entre 2001 e 2004, ocorrem nas regiões Sul, Norte (urbano) e Nordeste, enquanto, nesse último ano, os menores coeficientes de desigualdade ocorrem nas regiões Sudeste e Sul (0,51 e 0,52, respectivamente), indicando um conjunto de características positivas nos mercados de trabalho dessas regiões, maior dinamismo, maior organização institucional e melhores oportunidades de emprego, trabalho e renda.

Nas regiões Norte (urbana) e Centro-Oeste, a maior participação da renda do trabalho na renda domiciliar por pessoa pode ser atribuída a dois fatos. Na primeira região, os microdados contemplam apenas a região urbana; na segunda região, o elevado contingente de empregados públicos majora a renda do trabalho. Em 2004, a região Centro-Oeste apresenta o segundo maior grau de desigualdade na distribuição de renda, cabendo ao Nordeste a primeira posição. Esses resultados podem ser conferidos ao diferencial de qualificação de mão de obra e de rendimentos entre o mercado de trabalho urbano e rural.

Além de representar a maior parcela de renda domiciliar por pessoa, a renda do trabalho também consiste no tipo de renda que mais contribui para a redução do grau de desigualdade. Para a realidade nacional, a importância da renda do trabalho na redução da desigualdade na distribuição de renda é de 64,04% (Tabela 2). Esses valores são maiores nas regiões Norte (urbano) e Sudeste, com cifras de 72,64% e 70,38%, respectivamente, em virtude da importância do mercado de trabalho urbano nas duas regiões. A única macrorregião que apresenta participação da renda do trabalho muito abaixo do resultado nacional é a Centro-Oeste, sugerindo a ocorrência de menores mudanças alocativas em seu mercado de trabalho.

Entre os efeitos renda e concentração, da decomposição da variação do índice de Gini, o segundo efeito é mais significativo, inclusive, em virtude de sua maior magnitude. A baixa participação do efeito renda mostra que, além de a participação relativa por tipos de renda variar pouco, o grau de desigualdade da distribuição da renda domiciliar é pouco reativo às mudanças relativas de renda.

As rendas originárias dos programas de transferências públicas – Bolsa Família, Loas, Peti e Auxílio-Gás – acrescidas da parcela de juros, constituem o segundo tipo de renda analisado. Relembramos conforme enunciado anteriormente que a magnitude da parcela de juros é muito pequena perante as transferências públicas de renda, em virtude de sub-registro da PNAD. Dessa forma, esse agregado será considerado uma proxy do tipo de renda associado à transferência pública de renda.

A estimativa para o Brasil indica que as transferências de renda ocupam uma parcela relativamente pequena de renda domiciliar por pessoa, ampliando-se, entre 2001 e 2004, de 1% para 2% (Tabela 3). A macrorregião Nordeste apresenta o maior crescimento das transferências públicas, passando de 1% para 3%, contribuindo expressivamente para elevar a participação das rendas desse tipo na renda domiciliar por pessoa no agregado. Esse resultado é compatível com a expansão de alguns programas de transferências de renda na região, principalmente do Programa Bolsa Família que aloca, em 2004, aproximadamente metade dos seus recursos para o Nordeste em 2004 (Cacciamali; Tatei, 2007). As macrorregiões Norte (urbana), Centro-Oeste e Sudeste apresentam as menores participações nas transferências públicas, ficando abaixo do resultado nacional, enquanto a região Sul, em 2004, se situa depois do Nordeste em termos de importância (Tabela 3).

Com relação ao grau de desigualdade, nota-se que, em 2001, as transferências públicas mostram elevado grau de concentração da ordem de 0,56, igualando-se ao grau de desigualdade da renda do trabalho. Nesse mesmo ano, as três regiões de maior nível de renda por pessoa – Centro-Oeste, Sudeste e Sul – mostram, perante as demais regiões, os coeficientes de desigualdade mais elevados, 0,61, 0,67 e 0,67, respectivamente, superando expressivamente o índice agregado. Por outro lado, as macrorregiões Norte (urbana) e Nordeste expõem, em 2001, as menores desigualdades, coeficientes de 0,43 e 0,28, respectivamente, sugerindo transferências de renda de valores menos desiguais nos programas assistenciais das regiões mais pobres. No subperíodo analisado, o grau de desigualdade das transferências de renda é abruptamente reduzido em todas as regiões, com menor intensidade nas regiões Sul e Sudeste (Tabela 3). Essa redução abrupta associa-se a ampliação da cobertura de alguns programas de transferências públicas, como o Bolsa Família, por exemplo.

Analisando os efeitos renda e concentração, as transferências públicas contribuem com 25,71% para a queda da desigualdade da renda domiciliar por pessoa agregada, principalmente em função do efeito concentração. Esse resultado se reproduz em todas as macrorregiões, exceto no Nordeste, onde o principal efeito para reduzir o grau de desigualdade é o efeito renda, indicando uma forte ampliação das transferências nessa região entre 2001 e 2004. As macrorregiões Sudeste e Sul apresentam menor contribuição das transferências de renda na redução dos respectivos coeficientes de grau de desigualdade, confirmando que as transferências estão sendo alocadas, prioritariamente, para as macrorregiões de menores rendas por pessoa, como a Norte e a Nordeste (Tabela 4).

As aposentadorias e pensões ocupam uma parcela expressiva da renda domiciliar por pessoa agregada, atingindo 21% em 2004, mantendo-se estável no subperíodo analisado. As menores participações regionais ocorrem para as macrorregiões Norte (urbana) e Centro-Oeste, refletindo a característica de serem mercados de trabalho relativamente recentes, visto constituírem-se nas regiões de ocupação mais recente. O grau de desigualdade das aposentadorias e pensões nacionais se reduz no período, embora ainda mostrem coeficientes elevados, especialmente no Nordeste. Nesta última região, inclusive, o coeficiente de desigualdade se eleva no subperíodo, refletindo, em parte, o alto grau de desigualdade salarial da região, que por sua vez se reflete nas aposentadorias e pensões, especialmente do setor público. Excetuando-se o Nordeste, todas as regiões mostram reduções dos graus de desigualdades, embora o nível dos indicadores ainda se situe, em 2004, em patamares elevados (Tabela 5).

As aposentadorias e pensões contribuem com 8,64% para a redução da desigualdade de renda domiciliar brasileira. A macrorregião Sul apresenta a maior contribuição das aposentadorias e pensões na redução de sua desigualdade de renda domiciliar, contribuindo com aproximadamente um quarto (25,35%), e a menor contribuição ocorre na macrorregião Norte (urbana), que contribui apenas com 5,08%. Os resultados indicam diferentes comportamentos entre as regiões do país, por exemplo, a distribuição desigual da cobertura da legislação trabalhista no país, a incipiência do mercado de trabalho na região Norte e a desigualdade dos valores dessas transferências.

Para o segundo subperíodo de 2004 a 2006, nota-se que a queda do Gini sofre uma redução em seu ritmo, para Brasil e macrorregiões.

Todas as macrorregiões brasileiras mantêm o grau de desigualdade de 2004. A participação relativa da renda do trabalho oscila relativamente pouco nesse segundo subperíodo, mantendo-se ao redor dos 74% para Brasil e maioria das macrorregiões. Para a macrorregião Norte (urbana) a renda do trabalho atinge, em 2006, uma participação de 81%, típica de mercados de trabalho urbanos.

Na decomposição do Gini, destaca-se a macrorregião Norte (urbana), com uma contribuição de 80,62% para queda da desigualdade da renda domiciliar por pessoa. Para Brasil e demais macrorregiões, a renda do trabalho apresenta uma contribuição menor em relação ao subperíodo de 2001 a 2004. A contribuição da renda do trabalho no subperíodo de 2004 a 2006 se reduz, simultaneamente à redução na queda da desigualdade da renda domiciliar por pessoa nacional e regional. Ressaltamos o efeito concentração positivo e um efeito renda nulo na região Sudeste que propiciam argumentos contrários à continuidade do declínio do grau de desigualdade na distribuição de renda em termos agregados, considerando-se a sua importância no total da renda e do emprego no Brasil.

A participação relativa das transferências públicas na renda domiciliar por pessoa mantém-se reduzida para o subperíodo de 2004 a 2006, apresentando elevação pronunciada para a macrorregião Norte (urbana) e Centro-Oeste, atingindo, em 2006, 3% e 2% da renda domiciliar por pessoa, respectivamente. A macrorregião Nordeste mantém-se como a região de maior participação relativa, com um percentual de 4%. Com relação ao grau de desigualdade na distribuição das transferências, notam-se reduções para Brasil, Sudeste e Sul, indicando maior cobertura do Programa Bolsa Famílianessas regiões. Contudo, a diminuição do grau de concentração desse tipo de renda – transferências públicas – ocorre num ritmo inferior à queda do subperíodo anterior de 2001 a 2004.

A decomposição do Gini das transferências públicas indica que, para Brasil, esse tipo de renda participa com 23,98% para a queda da desigualdade da renda domiciliar por pessoa, um resultado próximo de sua participação no subperíodo anterior de 2001 a 2004. O destaque na decomposição é a macrorregião Norte (urbana), contribuindo com 69,85% para a queda do Gini regional, superando o Nordeste que, no subperíodo anterior, manteve a maior contribuição. As macrorregiões Sudeste e Sul, como era de esperar, pois não se constituem no foco prioritário da pobreza no Brasil, continuam com contribuições relativamente menores, embora superiores ao subperíodo anterior.

As aposentadorias e pensões apresentam variações relativamente pequenas em suas participações na renda domiciliar por pessoa, com relação ao subperíodo anterior, mantendo-se ao redor de 21% para Brasil, atingindo a maior participação de 23% para a macrorregião Sudeste. A maior elevação relativa ocorre para o Centro-Oeste, que atinge 16% em 2006. O Norte (urbano) apresenta a menor participação, com um percentual de 14%. O grau de desigualdade das aposentadorias e pensões se reduz para Brasil, Nordeste, Sudeste e Sul, num ritmo anual maior do que no primeiro subperíodo de 2001 a 2004, indicando os efeitos da redução das aposentadorias e pensões para os beneficiários mais recentes do sistema de seguridade social.

Na decomposição da desigualdade das aposentadorias e pensões destacam-se as macrorregiões Sudeste e Sul, com taxas de 66,5% e 46,34%, respectivamente. Na macrorregião Norte, as aposentadorias e pensões contribuem para a elevação da desigualdade. O resultado para Brasil fica abaixo de todas as macrorregiões.

Para o período todo, os resultados da participação relativa da renda do trabalho, conforme esperado, mostram um perfil de estabilidade na composição da renda nacional e regional domiciliar por pessoa, típica de um determinado padrão de distribuição funcional e familiar de renda. O período completo de 2001 a 2006 é curto quando se esperam mudanças estruturais na distribuição de renda de uma economia como a brasileira, que apresenta, historicamente, poucas inflexões distributivas. O grau de desigualdade de 2006 da renda do trabalho declina para o Brasil e a macrorregião Norte (urbana) quando comparado a 2004, permanecendo constante para as demais macrorregiões, conduzindo a uma redução na queda da desigualdade de renda do trabalho. Dessa forma, o ritmo da queda da desigualdade da renda do trabalho menos intenso no subperíodo de 2004 a 2006 implica arrefecimento da tendência à diminuição do grau de desigualdade da distribuição da renda domiciliar por pessoa. As macrorregiões Nordeste e Centro-Oeste continuam, em 2006, apresentando os maiores graus de desigualdade da renda do trabalho, mantendo coeficientes de 0,59 e 0,57, respectivamente.

A decomposição da queda da desigualdade de renda ao longo do período, como não poderia deixar de ser, apresenta, a exemplo do comportamento nos dois subperíodos, a renda do trabalho como o principal tipo de renda associado a essa queda. Contudo, para a realidade nacional, a importância da renda do trabalho reduz-se quando comparada ao subperíodo imediatamente anterior, contribuindo com 55,81% para a queda da desigualdade nacional entre 2001 e 2006. Nesse último período, a renda do trabalho aumenta a sua importância no declínio da desigualdade nas macrorregiões Norte e Centro-Oeste, em relação ao subperíodo de 2001 a 2004, apesar do pequeno aumento. Em decorrência da redução do ritmo de queda da desigualdade de renda do trabalho, o efeito concentração, entre 2001 e 2006, também diminui para a renda do trabalho.

Com relação às transferências públicas, nota-se uma elevação em sua participação na renda total, dobrando em 2006 para as macrorregiões Norte e Centro-Oeste, apontando a expansão da cobertura dos programas públicos de transferência de renda, particularmente, do Programa Bolsa Família. A desigualdade na distribuição das transferências públicas sofre redução para Brasil e macrorregiões Sudeste e Sul, embora as quedas não tenham sido tão acentuadas como no subperíodo de 2001 a 2004. As menores desigualdades na distribuição das transferências públicas continuam ocorrendo para as macrorregiões Norte e Nordeste.

A participação das transferências públicas na queda da desigualdade de renda permanece praticamente constante para Brasil no período de 2001 a 2006, mas aumenta para a maioria das macrorregiões, exceto a macrorregião Nordeste, que apresentava, no subperíodo de 2001 a 2004 a maior participação das transferências públicas na queda da desigualdade de renda. A elevação da participação das transferências públicas na queda da desigualdade de renda ocorre, no período de 2001 a 2006, em função do crescimento da participação relativa da renda das transferências públicas, indicado pelo efeito renda.

As aposentadorias e pensões alteram relativamente pouco suas participações relativas na renda total em 2006, permanecendo em 21% para Brasil. A desigualdade na distribuição de renda das aposentadorias e pensões no período de 2001 a 2006 sofre redução significativa nas macrorregiões Sudeste e Sul, numa taxa superior à do subperíodo anterior de 2001 a 2004. Para Brasil, a redução também é significativa quando comparada com a desigualdade de 2004. Apesar das reduções na desigualdade, as aposentadorias e pensões continuam concentradas em 2006.

Tabela 19

As aposentadorias e pensões contribuem com 16,85% para a queda da desigualdade de renda domiciliar por pessoa no período de 2001 a 2006, superando a sua participação no subperíodo de 2001 a 2004. As macrorregiões Sudeste e Sul apresentam contribuições maiores, atingindo as cifras de 27,95% e 32,1 %, respectivamente, fruto, conforme apontado anteriormente, de maior institucionalização desses mercados de trabalho regionais.

Sintetizando os resultados das decomposições, observamos que a contribuição da renda do trabalho, para a queda da desigualdade da renda domiciliar por pessoa, no subperíodo de 2004 a 2006, é menor do que no subperíodo anterior (2001 a 2004). A renda do trabalho reduz sua contribuição, enquanto a queda da desigualdade no segundo subperíodo também se reduz. Apenas a macrorregião Norte (urbana) apresenta elevação na contribuição da renda do trabalho para a queda da desigualdade regional, atingindo um percentual de 80,62% em 2006. A contribuição da renda do trabalho ao longo de 2001 e 2006 diminui, em função do comportamento do segundo subperíodo (2004 a 2006).

As transferências públicas apresentam, para Brasil, uma contribuição praticamente constante nos dois subperíodos e no período completo, situando-se próximo ao patamar de 25%. A maioria das macrorregiões apresenta uma elevação na contribuição das transferências, quando os dois subperíodos são comparados. Para o período completo também ocorre elevação para a quase totalidade de regiões, excetuando-se a macrorregião Nordeste que perde participação contributiva, perdendo sua colocação de destaque obtida no primeiro subperíodo de 2001 a 2004.

No segundo subperíodo de 2004 a 2006 as aposentadorias e pensões expandem a participação na queda da desigualdade de renda domiciliar por pessoa, atingindo 33,69% para Brasil. As macrorregiões Sudeste e Sul também se destacam nesse segundo subperíodo. Para o período completo de 2001 a 2006, nota-se que a contribuição das aposentadorias e pensões para Brasil dobram em relação a 2001 a 2004.

Considerações finais

A literatura brasileira sobre distribuição de renda intensifica-se a partir da década de 1970, por uma ótica macroeconômica, passando por um período de arrefecimento na década de 1980, até atingir posições teóricas microeconômicas, hegemônicas, na década de 1990. Mais recentemente, na primeira metade de 2000, passa-se a discutir a queda da desigualdade pessoal de renda, trazendo para o debate as transferências públicas de renda como determinantes dessa redução. Os aspectos macroeconômicos da distribuição, por outro lado, principalmente aqueles ligados à distribuição funcional da renda, continuam não sendo abordados, enquanto a posição teórica hegemônica da década de 1990, centrada na microeconomia, continua predominando, enfatizando os investimentos em capital humano e seus efeitos sobre o mercado de trabalho, como fatores determinantes para a redução da desigualdade na distribuição da renda.

Este trabalho tem como objetivo verificar a importância dos diferentes tipos de renda – trabalho, transferências públicas de renda e aposentadorias – na diminuição do grau de desigualdade da renda domiciliar por pessoa. Os resultados obtidos, por meio dos microdados da PNAD, indicam que a renda do trabalho se constitui, como era de esperar, no principal tipo de renda associado com a diminuição da desigualdade, representando, em 2006, 74% para a média agregada, atingindo cifras ligeiramente superiores a 80% para as macrorregiões Norte (urbana) e Centro-Oeste e valores próximos a 70% para o Sul e Sudeste. A despeito da diminuição do índice de Gini da renda do trabalho, ressaltamos que esse indicador ainda mostra elevado grau de desigualdade, da marca de 0,53, em 2006.

Os resultados da decomposição da renda domiciliar por pessoa indicam o mesmo padrão para os dois subperíodos analisados (2001 a 2004 e 2004 a 2006): a renda do trabalho é o principal tipo de renda que contribui na redução do grau de desigualdade da distribuição de renda tanto do agregado quanto das cinco macrorregiões. Essa contribuição é maior para o subperíodo de 2001 a 2004, reduzindo-se de 2004 a 2006, tornando-se similar para Brasil e a maioria das macrorregiões no período completo de 2001 a 2006. As macrorregiões Norte (urbana) e Sudeste mostram a principal contribuição da renda do trabalho no subperíodo de 2001 a 2004, sugerindo a importância das mudanças do mercado de trabalho urbano na redução da desigualdade, por exemplo, o aumento da oferta de mão de obra mais escolarizada, diminuição dos diferenciais de anos de escolaridade entre os trabalhadores, redundando no estreitamento dos diferenciais de salários.

Os resultados alcançados merecem dois comentários adicionais. O primeiro é que, em função da técnica matemática utilizada, era esperado esse resultado, uma vez que a renda do trabalho representa cerca de três quartos da renda domiciliar por pessoa. Em segundo lugar, embora o mercado de trabalho se constitua em um forte candidato na explicação da redução da desigualdade, não se pode, a partir do modelo matemático adotado, afirmar que apenas esses fatores estejam envolvidos com a redução das desigualdades.

As transferências públicas de renda – Bolsa Família, Loas, Peti e outros – ocupam parcela reduzida da renda domiciliar por pessoa, atingindo para o Brasil, em 2006, apenas 2%. A única macrorregião que amplia, no período, a sua participação relativa de forma significativa é o Nordeste, atingindo 4% em 2006. Esses resultados indicam baixa participação das transferências de renda na composição da renda nacional e regional, considerando a magnitude da pobreza nacional. Para a macrorregião Nordeste, reconhece-se a primordialidade do Programa Bolsa Família, pois, em 2004, do total de recursos alocados pelo governo federal para esse programa, aproximadamente metade foi transferida para aquela região.

O grau de desigualdade da distribuição das rendas transferidas pelos programas governamentais em 2001 mostra-se elevado, atingindo um coeficiente de 0,56 para o agregado, indicando o maior valor do Benefício Vitalício perante as demais e escassas transferências. Entretanto, a ampliação dos programas, especialmente do Programa Bolsa Família, conduz à queda abrupta do coeficiente no subperíodo de 2001 a 2004, atingindo para o agregado, em 2004, o patamar de 0,18. No segundo subperíodo, de 2004 a 2006, o grau de desigualdade das transferências públicas cai numa taxa significativamente menor em relação ao primeiro subperíodo, mesmo assim, no período completo de 2001 a 2006, o coeficiente é da ordem de 0,13 para Brasil. Ao decompor a queda da desigualdade da renda domiciliar por pessoa, nota-se que os programas analisados contribuem com mais de um quarto (25,71%) na redução do grau de desigualdade na distribuição da renda domiciliar por pessoa em nível agregado no subperíodo de 2001 a 2004, ampliando regionalmente sua contribuição de 2004 a 2006, atingindo 66,5% na região Sudeste. A maior contribuição das transferências, no subperíodo de 2001 a 2004, se verifica na macrorregião Nordeste. Para o período completo de 2001 a 2006, a contribuição das transferências públicas na redução da desigualdade mantém-se praticamente constante para Brasil, atingindo 25,22%, mas o Nordeste perde participação relativa, enquanto a região Centro-Oeste amplia a sua parcela. Chamamos atenção para o fato de que, neste estudo, assim como em outros, o tipo de renda transferências públicas agrega a parcela de juros recebida pelas famílias, entretanto devido à subdeclaração dessa parcela na PNAD, a superestimação da renda referente às transferências é diminuta.

As aposentadorias e pensões ocupam parcela expressiva da renda domiciliar no Brasil, representando no agregado um quinto (21%), representando um tipo de renda relevante para a análise do processo redistributivo. Contudo, o grau de desigualdade dessa fonte de renda mantém-se elevado nos dois subperíodos, apesar da queda mais acentuada entre 2004 e 2006, revelando transferências de valor menores e menos desiguais depois da Reforma da Previdência Pública Social. Na medida em que essa transferência de renda se encontra vinculada à remuneração do trabalho acumulado pregresso, como deve ser, e não ao combate à pobreza, e que a concentração de renda do trabalho mostra elevado grau de desigualdade, a contribuição desse tipo de renda para a redução do grau de desigualdade da renda domiciliar por pessoa é da ordem de 8,64% no subperíodo de 2001 a 2004 e 33,69% de 2004 a 2006. A maior contribuição ocorre na macrorregião Sul no primeiro subperíodo, como era de esperar, pela maior cobertura da legislação trabalhista e seguridade pública social e o menor grau de concentração dos salários dos empregos pregressos, representando pouco mais de um quarto (25,35%). No período de 2001 a 2006, a macrorregião Sul continua se destacando com as aposentadorias e pensões, atingindo uma participação de 32,1%.

Comparando os principais resultados alcançados por este estudo com a literatura nacional mais recente, fazemos duas observações. A primeira ratifica a identificação da renda do trabalho como a principal fonte de renda associada à queda da desigualdade ao longo de todo o período e nos dois subperíodos analisados. A segunda reforça o instrumento das transferências públicas de renda para fins redistributivos, especialmente o impacto inicial quando da ampliação do programa de transferência de renda por meio do Programa Bolsa Família. Esses programas se constituem em instrumentos complementares ao comportamento do mercado de trabalho nesse processo. Reconhecemos, ainda, dois pontos adicionais. O primeiro refere-se ao papel das mudanças do mercado de trabalho para redução do grau de desigualdade. O segundo diz respeito à articulação de argumentos macroeconômicos e microeconômicos para compreender a redução do grau de desigualdade na distribuição de renda. Comparando também os resultados do subperíodo de 2001 a 2004 com os do período de 2001 a 2006, nota-se que, no segundo subperíodo, a renda do trabalho perde participação relativa na explicação do grau de desigualdade, embora continue predominante, permitindo a ampliação das aposentadorias e das transferências públicas. Sendo assim, as aposentadorias e outras transferências públicas, por exemplo, o Benefício Continuado, mostram-se como importantes instrumentos redistributivos de longo prazo.

Na primeira década do XXI, distintos fatores vêm contribuindo para uma trajetória mais consistente do que nas décadas passadas, no sentido de estabelecer um perfil mais equânime de distribuição de renda. Dentre esses fatores, devemos mencionar a política de crescimento do salário mínimo, o crescimento do emprego em regiões periféricas do Brasil e em setores intensivos em mão de obra e os programas de transferências de renda analisados neste trabalho. Devemos considerar, entretanto, que o movimento de redução do coeficiente de desigualdade ocorre depois de um período longo, um quarto de século, de baixo dinamismo da economia e, depois de dez anos, de estagnação com estabilidade de preços. A diminuição do grau de desigualdade se verifica pelo aumento da participação na renda total dos estratos inferiores e da diminuição da participação dos estratos superiores. Desde a década de 1980, verificam-se baixo nível e incipiente difusão territorial de investimentos em capital físico – energia e toda sorte de infraestrutura – e humano – qualidade incipiente do ensino fundamental, baixa cobertura do ensino médio, técnico e de terceiro grau. Esses fatos comprometem não apenas o nível e a qualidade dos investimentos da década de 2000, quando seria desejável manter o processo de desconcentração de renda, como, principalmente, o aumento e a disseminação da produtividade, restringindo, no futuro próximo, a criação de empregos de maior produtividade, melhor qualidade e a ascensão da renda do trabalho com menor dispersão. O Brasil corre o risco de cair em uma armadilha de baixo investimento em projetos de tecnologia avançada, criação de empregos de baixa produtividade e qualidade, baixos salários e menor dispersão de salários.

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• SOARES, Sergei Suarez Dillon.  Distribuiçăo de renda no Brasil de 1976 a 2004 com ęnfase no período entre 2001 e 2004 Brasília: Ipea, fev. 2006. (Texto para Discussăo, n. 1166).
• ________; VERAS, Fabio; MEDEIROS, Marcelo; OSÓRIO, Rafael. Programas de transferęncia de renda no Brasil: impactos sobre a desigualdade.  Brasília: Ipea, out. 2006. (Texto para Discussăo, n. 1228).
• SOUZA, Paulo Renato; BALTAR, Paulo.  Salário mínimo e a taxa de salário no Brasil. Pesquisa e Planejamento Econômico, Rio de Janeiro, v. 9, n. 3, 1979.

1

Trabalho recebido em junho de 2007 e aprovado em maio de 2008.

4

Dentre esses estudos mais recentes, podem ser mencionados: Soares (2006); Hoffmann (2006); Ferreira et al. (2006); IPEA (2006); Soares; Veras; Medeiros e Osório (2006).

5

Estamos considerando textos clássicos, entre outros, Langoni (1973); Fishlow (1978); Bacha (1978).

6

Para a região Norte, consideram-se apenas os domicílios urbanos, porque na PNAD de 2001 não há informação sobre toda a população dessa região. Embora essa falta de informação pudesse se transformar num grande problema metodológico, notou-se que a análise com apenas os dados urbanos sobre renda e população ajudam a avaliar parcialmente a hipótese sobre convergência das distribuições de renda entre as áreas urbanas e rurais.

7

No primeiro grupo destacam-se os estudos de Langoni (1973); Fishlow (1978) e Bacha (1978), enquanto, no segundo, notam-se os estudos coordenados por Barros e Mendonça (1995).

8

Veja-se uma resenha sobre o tema em Cacciamali (2005, p. 147-162).

9

Ver Souza e Baltar (1979).

10

De acordo com a definição da Organização Internacional do Trabalho, o

setor informal é o conjunto das empresas familiares operadas pelos proprietários e seus familiares, ou em sociedade com outros indivíduos. São unidades produtivas que não são constituídas como entidades legais separadas de seus proprietários e que não dispõem de registros contábeis padrão. O setor informal, pela ótica da ocupação, é definido como o conjunto de trabalhadores inseridos nessa forma de organização da produção que inclui proprietários, a mão de obra familiar e os ajudantes assalariados (OIT, 1993). Define-se o setor formal, por oposição, como o conjunto de empresas, organizações estruturadas sob relações capitalistas, de produção e juridicamente, bem como seus respectivos trabalhadores.

11

Ver Macedo e Garcia (1979).

12

Diferentes testes empíricos apoiam a hipótese de que os reajustes do salário mínimo determinam os demais salários da economia, sejam eles aproximados pelos salários medianos reais da indústria, dos serventes do setor da construção civil, dos empregados com carteira assinada ou dos empregados não qualificados com carteira assinada, registrando elasticidades salário mínimo-salário selecionado, que variam de 0,50 a 0,90. Veja-se uma resenha, entre outros, em Cacciamali (2005).

13

Além da escolaridade, Langoni insere, no modelo econométrico, a variável idade como

proxy da experiência, obtendo resultados robustos, que ratificam a sua opção pelo poder explicativo do capital humano. Ver Langoni (1973).

14

Ver Barros; Henriques e Mendonça (2000).

15

Ver Ferreira; Leite; Litchfield e Ulyssea (2006).

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  18 Set 2009
• Data do Fascículo
  Ago 2009

Histórico

• Recebido
  Jun 2007
• Aceito
  Maio 2008