AS PARCELAS DA RENDA NÃO TRABALHO E SUA CONTRIBUIÇÃO PARA A DESIGUALDADE NO BRASIL

NON-LABOR INCOME SHARES AND THEIR CONTRIBUTION TO INEQUALITY IN BRAZIL

RESUMO

O presente artigo analisou a desigualdade das parcelas da renda não trabalho em relação ao rendimento domiciliar per capita total (RDPC) a partir dos dados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD). Para isso, foi estimada a participação destas parcelas na formação da RDPC, a razão de concentração e o efeito-composição e efeito-concentração, usando-se a técnica da decomposição dinâmica e estática do índice de Gini. Os resultados sugerem que 83,71% do total da renda não trabalho é composta pelos rendimentos de aposentadorias e pensões. Entre 2001 e 2015, a queda da desigualdade associada à renda não trabalho foi de 42,36%, sendo que o efeito-concentração teve a maior participação, 35,91%. Das parcelas analisadas, as aposentadorias e pensões de até um salário mínimo e as transferências governamentais de renda tiveram as maiores contribuições para diminuir a desigualdade, 11,91% e 15,92%, respectivamente. No período de 2012 a 2020, os resultados da PNAD Contínua mostram que as aposentadorias e pensões são regressivas e a queda do índice de Gini em 2020, índice que vinha crescendo desde 2016, deve-se ao aumento da participação do auxílio emergencial na renda total.

PALAVRAS-CHAVE:
Brasil; renda não trabalho; medidas de desigualdade; decomposição do índice de Gini

ABSTRACT

This paper analyzed the inequality of non-labor income shares in relation to total per capita household income (RDPC) based on data from the National Household Sample Survey (PNAD). To this end, the participation of these shares in RDPC formation, the concentration ratio, and the composition and concentration effects were estimated using the dynamic and static decomposition technique of the Gini index. Results suggest that 83.71% of total non-labor income is composed of retirement and pension income. Between 2001 and 2015, the fall in inequality associated with non-labor income was 42.36%, with the concentration effect having the largest share (35.91%). Of the shares analyzed, retirements and pensions of up to one minimum wage and government income transfers had the largest contributions to reduce inequality-11.91% and 15.92%, respectively. From 2012 to 2020, the results of the PNAD Contínua shows that retirements and pensions are regressive and that the Gini index, which had been growing since 2016, fell in 2020 due to the increased share of emergency aid in total income.

KEYWORDS:
Brazil; non-labor income; inequality measures; Gini index decomposition

INTRODUÇÃO

Estudos mais antigos, como Oliveira (1985), até os mais recentes, como o trabalho do IPEA (2012) e as informações da Organização das Nações Unidas (ONU, 2021), mostram significativas transformações nas tendências demográficas e seus impactos sobre os gastos com a previdência social. Outra importante análise é a da desigualdade da distribuição de rendimentos não provenientes do trabalho¹.

Há vários trabalhos que analisaram a distribuição das parcelas de aposentadorias e pensões, com enfoque nas diversas regiões brasileiras, por exemplo, Ferreira (2003), Ferreira e Souza (2004, 2008), Almeida-Gabriel e Ferreira (2009), Almeida-Gabriel et al. (2015), Silva e Lopes (2009), Bessa (2013), Medeiros e Souza (2014), Rangel e Saboia (2015), Nakatani-Macedo et al. (2015, 2016), Pintor et al. (2016). No Brasil, Ferreira (2006) mostra que, entre 1981 e 2001, as aposentadorias e pensões tiveram a segunda maior parcela na formação do índice de Gini do rendimento domiciliar per capita (RDPC): cerca de 18%. Para o período de 1995 a 2015, os resultados de Hoffmann (2017) mostraram que as aposentadorias e pensões foram as parcelas de renda com maior participação na formação do índice de Gini, dentre as parcelas da renda não trabalho.

Stephanes (1999) notou, ainda em 1997, que havia grande heterogeneidade nos valores dos benefícios, o que poderia interferir no grau de desigualdade. No Instituto Nacional do Seguro Social (INSS), o valor médio do benefício rural era de 1 Salário Mínimo (SM) e o médio urbano, de 2,1 SM por mês, ao passo que parte expressiva dos benefícios dos servidores do poder legislativo e do poder judiciário podiam atingir, em média, 36,2 SM por mês. Essa grande heterogeneidade nas parcelas de renda não trabalho se manteve, como pode ser observado nas análises do IPEA (2010), Saboia (2007), Rangel (2011), Rangel e Saboia (2015).

A previdência social pode ser um redistribuidor de renda e diminuir a pobreza e a desigualdade, se as regulamentações desses benefícios focalizarem os mais pobres (FERREIRA, 2006). Tal análise também é válida para as transferências governamentais de renda, como o Bolsa Família, cuja focalização teve resultados significativos sobre a desigualdade (CAMPELLO; NERI, 2013). As transferências governamentais de renda, por serem bem focalizadas, em geral são progressivas², assim como os benefícios previdenciários de até 1 SM (ALMEIDA-GABRIEL, 2014; ALMEIDA-GABRIEL et al., 2018; ALMEIDA-GABRIEL; FERREIRA, 2009; DEDECCA et al., 2006; FERREIRA, 2006; HOFFMANN, 2003, 2009, 2017; RANGEL; VAZ; FERREIRA, 2009). Os rendimentos de ativos tendem a estar concentrados em famílias de alta renda, e tendem a ser regressivos (HOFFMANN; NEY, 2008).

Este artigo busca responder à seguinte questão: qual foi o comportamento da distribuição de renda pelas parcelas da renda não trabalho? O objetivo é analisar a distribuição das parcelas da renda não trabalho em relação ao RDPC total, para o período de 2001 a 2015, utilizando os dados do IBGE. Primeiro, foi analisada a participação das parcelas da renda não trabalho na formação do RDPC; em seguida, o grau de progressividade das parcelas da renda não trabalho; e, finalmente, a variação no índice de Gini é decomposta em efeito-composição e efeito-concentração, seguindo a abordagem de Pyatt, Chen e Fei (1980), Hoffmann (2009) e Soares (2006).

A contribuição do presente trabalho é, a partir da análise das medidas de desigualdade, mostrar evidências de como as regras que o Estado utiliza para definir os valores dos rendimentos podem impactar a distribuição de renda; por exemplo, as recentes reformas no sistema previdenciário e os efeitos das políticas de salário mínimo, que escapam ao escopo deste artigo. O período de análise justifica-se por ser o de maior queda histórica da desigualdade de renda no Brasil, medido com os dados da PNAD, e de um crescimento do produto real de 2,86% ao ano (BACEN, 2021). Entretanto, houve modificações na desigualdade no período mais recente, conforme mostram os dados da PNAD Contínua.

Na seção 1, foi apresentada a revisão da literatura sobre os principais determinantes da desigualdade de renda não trabalho. Na seção 2, foram deduzidas as expressões para decompor os rendimentos em várias parcelas e os efeitos-composição e concentração. Na seção 3, foram apresentados os resultados e a discussão e, finalmente, as considerações finais.

1. AS PARCELAS DA RENDA NÃO TRABALHO E SEU GRAU DE PROGRESSIVIDADE

A desigualdade de renda não trabalho é determinada pelos valores dos benefícios oriundos de aposentadorias e pensões, e dos valores e focalização das transferências de renda de programas sociais. Segundo Ferreira (2006), em 1992, a participação das aposentadorias e pensões era de 14%, e em 2001 atingiu 18,8% na formação do índice de Gini. Isso está relacionado às mudanças nas regras dos benefícios e ao crescimento da população idosa, devido a baixas taxas de fecundidade e aumento de longevidade. Almeida-Gabriel e Ferreira (2009), analisando os rendimentos das aposentadorias e pensões na composição da desigualdade no Brasil, entre 1988 e 2008, também observaram um aumento da participação das aposentadorias e pensões na formação da RDPC pós-1992, o que é explicado pelas mudanças legais na seguridade social de 1988.

Ademais, conforme Stephanes (1999), o aumento da informalidade diminui significativamente a arrecadação da previdência social. Em outras palavras, as decisões políticas e as mudanças no mercado de trabalho determinam o acesso dos indivíduos aos benefícios de aposentadorias e pensões. No estudo de Montali e Tavares (2008), para as Regiões Metropolitanas (RMs) brasileiras, notou-se que o empobrecimento dos domicílios, nos anos de 1990 até o início dos anos de 2000, foi consequência da queda da renda do trabalho e da reestruturação produtiva pela qual o país passou. Assim, foi relevante definir políticas de combate à pobreza, com programas de transferência de renda que se intensificaram ao longo dos anos 2000. Isto é, o desemprego e o trabalho informal têm efeitos sobre a arrecadação do sistema previdenciário e sobre a pobreza, coerente com o aumento da desigualdade em períodos de crise, que pode ser minimizada com programas de transferência de renda.

Quanto à contribuição dos rendimentos das aposentadorias e pensões para a variação da desigualdade, há estudos afirmando que as aposentadorias e pensões, em geral, aumentam a desigualdade de renda. Hoffmann (2003, 2009) conclui que as aposentadorias públicas (transferências de contribuições passadas provenientes do INSS) são regressivas. Ferreira (2006) verificou que as aposentadorias e pensões contribuíram para aumentar a desigualdade da renda domiciliar per capita. Os resultados de Almeida-Gabriel e Ferreira (2009) também sugerem que as aposentadorias e pensões contribuem para aumentar a desigualdade, tanto no Paraná como no restante do Brasil. Entre 1988 e 2008, esse componente da renda passou de 7,6% para 20% na formação do índice de Gini no Brasil. Contudo, Dedecca et al. (2006) mostraram que, no caso das famílias com rendimento per capita de até 1/4 do SM, os benefícios da previdência eram progressivos.

Rangel, Vaz e Ferreira (2009) analisaram a contribuição dos benefícios previdenciários e do Benefício de Prestação Continuada (BPC) na distribuição da renda domiciliar e separaram os benefícios de até 1 SM dos demais, com base na PNAD de 2007. Observaram que, do total dos benefícios (cerca de 22,8 milhões), 70,3% eram de até 1 SM e, sendo progressivos, contribuíram para diminuir a desigualdade. Portanto, existiam diferenças em termos de progressividade entre os benefícios previdenciários e assistenciais de até 1 SM e os demais. Entre as pesquisas que analisaram de forma desagregada os rendimentos das aposentadorias e pensões, Hoffmann (2009) e Almeida-Gabriel (2014) também encontraram parcelas progressivas e parcelas regressivas.

Das seis pequenas parcelas analisadas por Hoffmann (2020b), apenas o rendimento de aluguel teve mudança importante no índice de Gini, aumentou sua participação na RDPC e contribuiu para aumentar a desigualdade de 2014 a 2019. A participação do programa Bolsa Família na RDPC diminuiu de 0,74% para 0,58%, e a do BPC aumentou de 0,68% para 0,98% de 2014 a 2019. Contudo, não houve fortes mudanças na contribuição para o índice de Gini. O efeito total, soma do efeito-composição e do efeito-concentração, foi de 22,1% no caso das aposentadorias e pensões e de 9,5% para o programa Bolsa Família no período, sugerindo a relevância dessas parcelas para a desigualdade da renda não trabalho.

Os recursos que não estão vinculados a contribuições prévias são as transferências de renda do governo que representam subsídios às famílias. Rocha (2007) nota que os programas de transferências de renda com o objetivo de serem focalizados nos mais pobres existem no Brasil desde a década de 1970, mas somente em 1993, com a regulamentação da Lei Orgânica de Assistência Social (Loas) e com o aumento dos beneficiários e do valor do benefício, é que cresceu sua importância em termos distributivos.

As parcelas de rendimentos oriundos de doações, aluguel e juros também são consideradas pelos dados do IBGE, mas têm pequena participação na RDPC e, em geral, a renda de ativos, diferentemente das transferências governamentais, tende a estar muito concentrada em famílias de alta renda e contribui para aumentar a desigualdade (ALMEIDA-GABRIEL et al., 2018; HOFFMANN, 2006a, 2017; HOFFMANN; NEY, 2008).

Hoffmann (2006a), utilizando dados da PNAD para o período de 1997 a 2004 e analisando a decomposição da RDPC para o Brasil como um todo e para sua subdivisão em cinco grandes regiões, estimou que os programas de transferência de renda contribuíram com 28% para a redução da desigualdade de renda no país entre 1998 e 2004, e com 66% na região Nordeste. A renda per capita dos mais pobres cresceu 11,4% e houve queda do índice de Gini, que passou de 0,5984 para 0,5687. Soares (2006), avaliando o período de 1995 a 2004, porém distinguindo juros de transferências de renda, encontrou resultados semelhantes aos de Hoffmann (2006a). Os programas de transferência do governo contribuíram para diminuir a desigualdade de renda pelo fato de que, no caso do Bolsa Família, por exemplo, cerca de 80% dos recursos atingiam as famílias pobres, mostrando o caráter progressivo dessa parcela da renda total.

Com o objetivo de diminuir a desigualdade, estudos buscaram avaliar o que seria menos custoso ao governo - por exemplo: investir na previdência ou em programas de transferência de renda. Entre 2001 e 2004, as transferências governamentais contribuíram com 33% da redução na desigualdade de renda. Mas, no período, o custo da expansão das aposentadorias e pensões foi até cinco vezes superior ao da expansão do Bolsa Família e do BPC. Portanto, no período, o Bolsa Família e o BPC foram muito mais custos-efetivos no combate à desigualdade do que as aposentadorias e pensões. Utilizando a razão entre a renda dos 20% mais ricos e a dos 20% mais pobres, o efeito positivo do Bolsa Família foi significativamente maior que o BPC e as pensões e aposentadorias públicas (BARROS et al., 2006; BARROS; FOGUEL; ULYSSEA, 2007). O relativo sucesso do Bolsa Família em diminuir a desigualdade ao longo de mais de uma década é mostrado por Souza et al. (2019).

Quanto à efetividade de programas de transferência de renda, Resende e Oliveira (2008) mostraram que os resultados estimados para o programa Bolsa Escola tiveram um efeito positivo sobre o consumo das famílias pobres, e os recursos foram destinados principalmente à alimentação, educação, produtos de higiene e vestuário. Rocha (2011) afirma que quanto maior o foco dos benefícios na base da distribuição, entre os domicílios de renda mais baixa, maior será o retorno em termos de redução da pobreza para cada real investido nos programas.

O ano de 2015 foi o último ano da PNAD Anual, então substituída pela PNAD Contínua³, que é distinta da primeira. A partir da crise de 2014, houve tendência de aumento da desigualdade, segundo os trabalhos de Hoffmann (2020a, 2020b), utilizando a nova metodologia do IBGE. A PNAD Contínua, existente desde 2012, não tem estreito vínculo metodológico com a PNAD Anual. Em geral, o IBGE não recomenda comparar os resultados dessas fontes de dados. Souza et al. (2019) observam mudanças abruptas sobre os valores de rendimentos entre 2015 e 2016.

Assim, o enfoque será sobre os resultados da antiga PNAD, por ser uma série histórica maior para analisar a desigualdade das parcelas da renda não trabalho. No entanto, Hoffmann (2020b), usando a PNAD Contínua anual, notou que a participação do rendimento de aposentadorias e pensões passou de 18,2% para 20,4% entre 2014 e 2019, e se manteve uma parcela que contribuiu para aumentar a desigualdade da RDPC. Isso reforça o caráter regressivo desses pagamentos do governo no período mais recente e sua contribuição para o aumento da concentração de renda. Na seção 3, também serão discutidas as medidas de desigualdade das parcelas da renda não trabalho utilizando a PNAD Contínua de 2012 a 2020.

Esta revisão mostrou que a renda não trabalho está associada principalmente aos valores das aposentadorias e pensões. Os rendimentos de ativos (juros, aluguel) geralmente contribuem para aumentar a desigualdade por atenderem indivíduos relativamente ricos e, por isso, também são relevantes para a formulação de políticas públicas. Os programas de transferência de renda tiveram participação substancial para a queda da desigualdade ao longo de sua existência, com destaque para o Bolsa Família.

2. METODOLOGIA

2.1. DECOMPOSIÇÃO DO ÍNDICE DE GINI CONFORME PARCELAS DO RENDIMENTO⁴

A decomposição do coeficiente de Gini segue Pyatt, Chen e Fei (1980); sua decomposição estática, Hoffmann (2009). O rendimento x _i é formado por k parcelas, e x _hi é o valor da h-ésima parcela da renda da i-ésima pessoa.

$x_i=\sum _{h=1}^k{x}_{hi}$ (1)

A média da parcela é

${\mu }_h=\frac{1}{n}\sum _{i=1}^n{x}_{hi}$ (2)

e a proporção acumulada total é

${\Phi }_{hi}=\frac{1}{n{\mu }_h}\sum _{j=1}^i{x}_{hj}$ (3)

A curva de concentração da parcela mostra como Φ _hi varia em função de p _i . Com x _hi ≥ 0 e β _h , a área entre a curva de concentração de x _hi e o eixo das abscissas (p _i ), a razão de concentração é representada por:

$C_h=1-2{\beta }_h$ (4)

Na expressão (5), nota-se a participação da h-ésima parcela na renda total.

${\phi }_h=\frac{\sum _{i=1}^n{x}_{hi}}{\sum _{i=1}^n{x}_i}=\frac{{\mu }_h}{\mu }$ (5)

Com φ _h > 0, G-C _h , informa se a parcela contribui para aumentar ou reduzir o índice de Gini. Para C _h < G , a parcela x _hi contribui para reduzir o índice de Gini e, quando a razão de concentração é maior que o índice de Gini, a parcela x _hi contribui para o aumento da concentração de renda. A medida do grau de progressividade de Lerman-Yitzhaki para uma parcela x _hi ≥ 0 da renda x _i é:

${\pi }_h=G‒C_h$ (6)

Com π _h > 0, a parcela contribui para reduzir a desigualdade, parcela progressiva; e com π _h < 0 , a parcela contribui para o aumento da concentração da renda, é regressiva. Portanto, o acréscimo na parcela x _hi sobre o índice de Gini depende do seu valor absoluto em φ _h e do grau de progressividade da parcela da renda.

Segue a decomposição dinâmica do índice de Gini conforme Hoffmann (2006b) e Soares (2006). Seja G ₁ o valor inicial do índice e G ₂ o valor final, entre dois períodos, a variação no índice de Gini é:

$\Delta G=G_2-G_1=\sum _{h=1}^k\left({\phi }_{2h}{C}_{2h}-{\phi }_{1h}{C}_{1h}\right)$ (7)

Na expressão (7), entre os parênteses, somando e subtraindo φ _1h C _2h ou somando e subtraindo φ _2h C _1h e fatorando, notam-se duas maneiras de decompor ΔG. A média aritmética das duas é:

$\Delta G=\sum _{h=1}^k\left(C_h^{*}\Delta {\phi }_h+{\phi }_h^{*}\Delta C_h\right)$ (8)

Em (8), $C_h^{*}=\frac{1}{2}\left(C_{1h}+C_{2h}\right)e{\phi }_h^{*}=\frac{1}{2}\left({\phi }_{1h}+{\phi }_{2h}\right)$, sendo que o aumento da participação de uma parcela contribui para aumentar ou diminuir o índice de Gini, conforme a parcela seja, em média, regressiva ou progressiva, respectivamente.

A contribuição total da h-ésima parcela do rendimento para ΔG em percentual é:

$S_h=\frac{100}{\Delta G}\left[\left(C_h^{*}-G^{*}\right)\Delta {\phi }_h+{\phi }_h^{*}\Delta C_h\right]$ (9)

Da expressão (9), distingue-se um efeito associado à mudança na composição do rendimento, e um efeito associado à mudança nas razões de concentração. O efeito-composição da h-ésima parcela como percentagem de ΔG é:

$S_{\phi h}=\frac{100}{\Delta G}\left(C_h^{*}-G^{*}\right)\Delta {\phi }_h$ (10)

O efeito-composição total é $\sum _{h=1}^k\left(C_h^{*}-G*\right)\Delta {\phi }_h$. O efeito-concentração da h-ésima parcela como porcentagem de ΔG é:

$S_{Ch}=\frac{100}{\Delta G}{\phi }_h^{*}\Delta C_h$ (11)

O efeito-concentração total é $\sum _{h=1}^k{\phi }_h^{*}\Delta C_h$. A partir das expressões (5) e (6), é possível encontrar a participação de cada parcela na renda total e o grau de progressividade; as expressões (10) e (11) mostram os efeitos associados a mudanças na razão de concentração e na composição da renda entre dois períodos.

2.2. FONTE DOS DADOS

As informações dos rendimentos são da PNAD/IBGE, para o período de 2001 a 2015, com exceção de 2010, por conta da realização do Censo (IBGE, 2021). A PNAD⁵ sempre teve atualizações metodológicas seguindo as recomendações internacionais (IBGE, 2016; PNUD, 2005). Foram excluídos os domicílios com rendimentos não declarados e foram desconsiderados os rendimentos da área rural da antiga região Norte, existentes apenas a partir de 2004. Os valores da RDPC foram expressos em valores reais de 2015, usando a média geométrica do Índice Nacional de Preços ao Consumidor (INPC), de setembro e outubro. Neste artigo, os componentes da renda não trabalho na RDPC total, obtidos a partir das definições do IBGE e observados na revisão de literatura, são:

1. Aposentadorias e pensões de até 1 SM (APS) “Aposent. até 1 SM”;

2. Aposentadorias e pensões maiores que 1 SM (AMS) “Aposent. > 1 SM”;

3. Outras aposentadorias e pensões (OAP) “Outras Aposent.”;

4. Doações (DOA) “Doações”;

5. Aluguel, incluindo sublocação e arrendamento de imóveis etc. (ALU) “Aluguel”;

6. Juros e dividendos de ativos de renda fixa ou caderneta de poupança (JUR) “Juros”;

7. Transferências de programas sociais, como o Bolsa Família (TRF) “Transf.”.

3. RESULTADOS E DISCUSSÃO

Esta seção tem o objetivo de analisar a distribuição das parcelas da renda não trabalho e está dividida da seguinte maneira: primeiro é analisada a participação das parcelas da renda não trabalho na formação da RDPC; em seguida, o grau de progressividade e a razão de concentração das parcelas da renda não trabalho; e, finalmente, a variação no índice de Gini em efeito-composição e efeito-concentração, de acordo com a subseção 2.1, sempre discutindo os resultados com a revisão da literatura sobre o tema. A Tabela 1 mostra a participação percentual das parcelas da renda não trabalho, em relação a RDPC total.

Tabela 1
Participação de sete componentes da renda não trabalho no rendimento domiciliar per capita

Ano\Parcela	Aposent. até 1 SM	Aposent. > 1 SM	Outras Aposent.	Doações	Aluguel	Juros	Transf.	Total
2001	4,11	13,01	1,47	0,68	1,93	0,69	0,24	22,13
2002	4,20	13,02	1,44	0,76	1,91	0,95	0,35	22,63
2003	4,84	13,66	1,35	0,71	1,74	0,65	0,40	23,35
2004	4,63	13,50	1,47	0,73	1,74	0,72	0,88	23,67
2005	4,97	13,21	1,62	0,71	1,82	0,90	0,88	24,11
2006	5,25	12,74	1,52	0,71	1,73	0,92	1,24	24,11
2007	5,54	12,44	1,45	0,55	1,49	0,57	1,01	23,05
2008	5,60	12,61	1,30	0,50	1,68	0,63	1,14	23,46
2009	6,07	12,73	1,32	0,44	1,56	0,46	1,23	23,81
2011	6,26	11,93	1,22	0,26	1,08	0,60	1,32	22,67
2012	6,58	11,34	1,15	0,27	1,25	0,93	1,46	22,98
2013	6,76	11,55	1,13	0,25	1,15	0,50	1,44	22,78
2014	6,71	11,52	1,28	0,37	1,19	0,69	1,56	23,32
2015	7,32	12,46	1,20	0,39	1,07	0,50	1,57	24,51

• Nota: APS - rendimentos de aposentadorias e pensões de até 1 SM; AMS - rendimentos de aposentadorias e pensões maiores que 1 SM; OAP - rendimentos de outras aposentadorias e pensões; DOA - rendimentos de pessoa não moradora na unidade domiciliar; ALU - rendimentos de aluguel, incluindo sublocação e arrendamento de imóveis etc.; JUR - juros e dividendos de ativos de renda fixa ou caderneta de poupança; TRF - transferências de programas sociais como o Bolsa Família.
• Fonte: Resultados da pesquisa.

As parcelas responderam, em média, por 23,31% da formação da RDPC no período analisado. Comparando o ano de 2001 com 2015, a participação das parcelas APS e TRF aumentou 3,21 pontos percentuais (p.p.) e 1,33 p.p., respectivamente. Considerando que TRF cresceu 6,5 vezes no período, fica evidente que esse aumento é significativo. Todas as demais parcelas tiveram queda no período: AMS (−0,55 p.p.), OAP⁶ (−0,27 p.p.), DOA (−0,29 p.p.), ALU (−0,86 p.p.) e JUR (−0,19 p.p.). Os resultados da Tabela 1 mostram um comportamento semelhante ao encontrado por Ferreira (2006), Almeida-Gabriel (2014) e Hoffmann (2003, 2009, 2017).

Considerando que a renda de aposentadorias é, na maioria das vezes, advinda de contribuições passadas, o funcionamento do mercado de trabalho determina essas parcelas da renda, mas depende principalmente das regras que determinam os valores das aposentadorias e pensões (STEPHANES, 1999). Somadas, APS, AMS e OAP atingiram, em média, 19,53% da RDPC total no período analisado, ou seja, 83,71% da renda não trabalho. Portanto, as aposentadorias e pensões têm grande impacto na dinâmica da desigualdade da renda não trabalho. Como são em sua maioria valores pagos pelo governo, uma política do Estado decide como ocorre a distribuição ou redistribuição de renda, determinando os valores da previdência social e das transferências.

As parcelas DOA, ALU e JUR têm pequena participação na RDPC total, e diminuíram sua participação. Entretanto, TRF multiplicou-se por mais de 6 vezes, indicando que os programas sociais de transferência de renda foram intensificados no período, o que é corroborado pelos estudos de Soares (2006), Rocha (2007, 2011), Montali e Tavares (2008), Campello e Neri (2013), e Hoffmann (2017). Cabe avaliar em que grau e quais parcelas contribuem para aumentar ou reduzir a desigualdade (Figura 1).

Figura 1
Índice de Gini e a razão de concentração das parcelas da renda não trabalho

Retomando a expressão (6), a Figura 1 mostra quais parcelas de rendimentos são progressivas ou regressivas, abaixo ou acima do índice de Gini, respectivamente, considerando o eixo que representa o índice de Gini do respectivo ano. A parcela das transferências de renda foi a que mais contribuiu para a queda da desigualdade, seguida das aposentadorias e pensões de até um salário mínimo e das doações. As demais parcelas da renda não trabalho contribuíram para elevar a desigualdade, com exceção das outras aposentadorias e pensões, que ficaram muito próximas ao Gini. Como esperado, a renda de ativos (juros e aluguel) foram regressivas, ao longo do período analisado.

O grau de progressividade das parcelas da renda não trabalho, a diferença entre o índice de Gini e a razão de concentração de cada parcela, sugere que as parcelas de aposentadorias de até 1 SM, doações e transferências são progressivas. Todavia, a progressividade de APS passou de 0,5051 para 0,3519 e a de TRF passou de 0,9945 para 0,9216, ambas em 2001 e 2015, respectivamente. Isso mostra que a capacidade dessas parcelas em diminuir a desigualdade de renda caiu no período. Apesar de a progressividade das doações ter aumentado, sua participação na RDPC total é pequena. A parcela referente a “outras aposentadorias” também foi majoritariamente progressiva no período analisado, porém, sua variação foi muito próxima de zero e, por isso, tem pouca influência sobre a desigualdade de renda.

As parcelas de rendimentos de outras aposentadorias e pensões, aluguéis e juros foram majoritariamente regressivas. Tanto as aposentadorias maiores que 1 SM como os rendimentos de aluguel se tornaram mais regressivos no período de 2001 a 2015 e, portanto, contribuíram para aumentar a desigualdade de renda. A parcela de juros e dividendos foi menos regressiva, tornando essa parcela um pouco progressiva em 2015. Em geral, o comportamento seguiu o mesmo padrão verificado por Hoffmann (2003, 2009, 2017), Dedecca et al. (2006), Almeida-Gabriel e Ferreira (2009), Rangel, Vaz e Ferreira (2009), e Rocha (2011).

Embora as parcelas APS, TRF e DOA sejam as mais progressivas, o grau de progressividade dessas duas primeiras parcelas caiu. A parcela TRF contribuiu significativamente para a redução da extrema desigualdade de renda no Brasil, mesmo com uma participação média na RDPC de 1,05% entre 2001 e 2015. O impacto das transferências sobre a redução da desigualdade foi demonstrado por Souza et al. (2019), Campello e Neri (2013), e Hoffmann (2013, 2017).

A participação das parcelas da renda não trabalho na formação do índice de Gini foi apresentada na Tabela 2, a qual foi obtida a partir dos valores da Tabela 1 e da Figura 1. Em média, 22,53% do índice é oriundo da renda não trabalho entre 2001 e 2015. As parcelas APS e TRF aumentaram sua participação e ambas são parcelas progressivas, principalmente TRF, que teve grande influência na diminuição da desigualdade de renda. As demais parcelas, majoritariamente progressivas, OAP e DOA, diminuíram sua participação no Gini. Das parcelas regressivas (AMS, ALU e JUR), as duas últimas diminuíram sua participação na formação do coeficiente de Gini; entretanto, sua participação relativa é pequena, quando comparada com AMS, que aumentou sua participação no índice, contribuindo para aumentar a desigualdade de renda. O fato de essas parcelas estarem concentradas nos relativamente ricos da distribuição é esperado, conforme Almeida-Gabriel (2014) e Hoffmann (2013, 2014, 2016, 2017). Um resultado curioso deste trabalho é que, ainda que a parcela de aposentadorias e pensões de até um salário mínimo seja progressiva, o grau de progressividade dessa parcela que compõe a faixa de renda de até 1 SM caiu.

Tabela 2
Participação percentual da renda não trabalho no índice de Gini da RDPC total

Ano\Parcela	Aposent. até 1 SM	Aposent. > 1 SM	Outras Aposent.	Doações	Aluguel	Juros	Transf.
2001	0,61	16,71	1,54	0,45	2,59	0,99	−0,16
2002	0,60	16,79	1,44	0,56	2,61	1,36	−0,23
2003	1,01	17,90	1,33	0,49	2,40	0,88	−0,27
2004	0,98	18,02	1,47	0,59	2,41	1,00	−0,56
2005	1,24	17,54	1,76	0,52	2,54	1,27	−0,52
2006	1,50	17,02	1,58	0,56	2,44	1,20	−0,74
2007	1,46	16,84	1,45	0,41	2,13	0,72	−0,68
2008	1,53	17,42	1,18	0,40	2,47	0,85	−0,81
2009	1,82	17,85	1,21	0,32	2,24	0,56	−0,89
2011	1,64	16,66	1,12	0,18	1,59	0,77	−1,08
2012	1,90	15,88	1,01	0,17	1,92	1,33	−1,21
2013	2,03	16,24	1,02	0,16	1,73	0,53	−1,23
2014	1,90	16,38	1,23	0,19	1,78	0,77	−1,36
2015	2,30	17,86	1,10	0,18	1,57	0,45	−1,25

• Nota: APS - rendimentos de aposentadorias e pensões de até 1 SM; AMS - rendimentos de aposentadorias e pensões maiores que 1 SM; OAP - rendimentos de outras aposentadorias e pensões; DOA - rendimentos de pessoa não moradora na unidade domiciliar; ALU - rendimentos de aluguel, incluindo sublocação e arrendamento de imóveis etc.; JUR - juros e dividendos de ativos de renda fixa ou caderneta de poupança; TRF - transferências de programas sociais como o Bolsa Família.
• Fonte: Resultados da pesquisa.

Costanzi e Ansiliero (2017), a partir da PNAD de 2015, mostraram que as aposentadorias de até 1 SM responderam por 61% da quantidade total de aposentadorias do INSS (33,6% da renda desses benefícios). Os benefícios acima de 1 SM até o teto responderam por 35,5% do total (45,5% da renda de aposentadorias). As aposentadorias com valores acima do teto responderam por apenas 3,5% do total (20,9% da renda de aposentadorias), com um valor médio de R$ 8.437,00, valor que representa 7,2 vezes a média para os benefícios abaixo do teto: R$ 1.171,00. Esses dados sugerem que a previdência pública é uma fonte de renda relevante na maioria dos décimos da distribuição de renda, exceto entre os 10% mais pobres. Conforme os resultados da Figura 1 e da Tabela 2, isso é ruim em termos de queda da concentração de renda, uma vez que aumentou a participação percentual das aposentadorias superiores a um salário mínimo na formação do índice de Gini, parcela regressiva e que tem a maior participação na formação do índice das parcelas da renda não trabalho. Tal fato é explicado pelo alto valor de um número relativamente pequeno de aposentadorias e pensões pagas aos mais ricos da distribuição de renda.

A decomposição da mudança do índice de Gini para o período de 2001 a 2015 encontra-se na Tabela 3. Em geral, os resultados eram esperados, conforme os valores encontrados por Almeida-Gabriel (2014) e Hoffmann (2017); porém, esses autores analisaram períodos distintos.

Tabela 3
Decomposição da mudança do índice de Gini (ΔG= −0,081), 2001/2015

Parcela\Efeitos	Efeito-composição (%)	Efeito-concentração (%)
Aposentadorias de até 1 SM	−5,13	17,04
Aposentadorias > 1 SM	4,33	1,33
Outras Aposentadorias	2,46	−0,02
Doações	1,00	−0,86
Aluguel	0,88	2,36
Juros	2,83	0,23
Transferências	0,09	15,84

• Fonte: Resultados da pesquisa.

Os resultados da Tabela 3 indicam que as parcelas de aposentadorias de até um salário mínimo, aposentadorias maiores que um salário mínimo e as transferências de programas sociais tiveram a maior importância relativa para os efeitos-composição e o efeito-concentração, obtido por meio das expressões (10) e (11).

As aposentadorias de até 1 SM tiveram queda na participação na formação da RDPC e foram uma parcela progressiva no período, o que contribuiu para o efeito-composição negativo. Mas o efeito-concentração foi positivo e o maior de todas as parcelas da renda não trabalho. A parcela de rendimentos de aposentadorias maior que 1 SM (AMS) teve uma participação estável e relativamente alta na formação da RDPC, mas foi uma parcela regressiva. Assim, seu efeito-composição foi maior que o efeito-concentração. A parcela de programas sociais (TRF) aumentou sua participação na formação da RDPC, mas sua participação foi relativamente pequena na RDPC total. Ademais, é uma parcela muito progressiva, próxima a 1. Assim, seu efeito-composição foi baixo, e o efeito-concentração foi muito alto, em termos relativos.

Figura 2
Efeito total da decomposição do índice de Gini (ΔG= − 0,081), 2001/2015

Conforme a Figura 2, mesmo com uma participação média de 1,05% na RDPC (Tabela 1), a parcela TRF foi responsável por 15,92% da queda da desigualdade de renda no período analisado. Em geral, as parcelas da renda não trabalho contribuíram principalmente pelo efeito-concentração para a diminuição da desigualdade de renda, com destaque para as parcelas progressivas: APS e TRF. Essas duas parcelas, que não ultrapassaram 1 SM, responderam por mais de 1/4 da queda da desigualdade de renda no período. As parcelas da renda não trabalho foram responsáveis por 42,36% da queda da desigualdade de renda total entre 2001/2015, sendo que o efeito-composição foi de 6,45% e o efeito-concentração foi de 35,91%.

A partir da PNAD de 1995 a 2009, o Ipea (2010) notou que a desigualdade é altamente regressiva, no caso das aposentadorias e pensões não indexadas ao salário mínimo. Por outro lado, rendas de transferências focalizadas, BPC e Bolsa Família são rendas altamente progressivas e contribuem para a queda da desigualdade, pois focalizam os relativamente pobres da distribuição (FERREIRA; SOUZA, 2004; HOFFMANN, 2020b; RANGEL, 2011; RANGEL; SABOIA, 2015; SABOIA, 2007; SOUZA et al., 2019; SOARES, 2006).

Em 2015, 42% dos aposentados e pensionistas recebiam 1 SM. Entre os 20% mais pobres, destacou-se a participação do Bolsa Família: as transferências deste programa social eram fortemente progressivas; cerca de 70% dessas transferências atingiam os 40% mais pobres. A renda dos 20% mais ricos era 10 vezes maior do que a parcela da renda do 1º quinto: as aposentadorias e pensões e a renda total apropriadas pelos 20% mais ricos eram de 52,9% e 55%, respectivamente (BRASIL, 2017).

Por meio da PNAD Contínua, de 2012 a 2020, a Figura 3 mostra que as aposentadorias e pensões mantiveram a maior participação na RDPC, dentre as parcelas da renda não trabalho. Esta parcela se manteve estável, sempre acima de 16,24%, apesar de ligeiras variações no período. As outras parcelas não ultrapassaram 2,83% da renda total, com destaque para o crescimento da parcela de Outros Programas Sociais (OPS), que incluiu o Auxílio Emergencial, e passou de 0,09%, em 2019, para 4,65%, em 2020. Neste último ano, o BPC e o Bolsa Família contribuíram com 0,88% e 0,33% da renda total, respectivamente.

Figura 3
Participação das parcelas da renda não trabalho na renda total, 2012 a 2020

As parcelas da renda não trabalho cresceram de 24,23%, em 2012, para 27,09%, em 2020, ao contrário da queda observada na participação das parcelas da renda do trabalho (rendimentos de empregados, funcionários públicos, autônomos, empregadores), que reduziu de 75,77% para 72,91%, no mesmo período. Os servidores públicos foram os únicos que aumentaram sua participação da renda do trabalho na pandemia da Covid-19. O crescimento do desemprego foi o principal responsável pela queda dos rendimentos do trabalho, e está associado à crise agravada pela pandemia (HOFFMANN, 2020a).

A parcela de aposentadorias e pensões, sem distinguir os que recebem pelo menos um salário mínimo, mostrou-se ligeiramente regressiva, portanto quase não contribuiu para a variação da desigualdade, pois sua razão de concentração praticamente se sobrepôs ao índice de Gini. Sobre o caráter regressivo ou progressivo das aposentadorias e pensões, Hoffmann (2021) observa que

É fundamental ter em mente que o caráter regressivo das aposentadorias e pensões decorre, em grande parte, da existência de regras distintas para os funcionários públicos e para os que recebem do INSS (Instituto Nacional do Seguro Social). Isso não pode ser visto nos dados da PNAD, onde não é possível separar esses dois tipos de aposentadorias e pensões. Mas na Pesquisa de Orçamentos Familiares (POF) 2008-2009 pode-se verificar que o índice de Gini da distribuição da renda familiar per capita é 0,561, a razão de concentração de aposentadorias e pensões pagas pelo INSS é 0,480 e a referente a funcionários públicos é 0,822. Em 2017-2018 os valores são 0,535, 0,433 e 0,821, respectivamente (Hoffmann e Vaz, 2020). Aposentadorias e pensões pagas pelo INSS são progressivas, mas as referentes a funcionários públicos são fortemente regressivas. (HOFFMANN, 2021, p. 838)

As parcelas de rendimentos de Aluguel e Resto (esta última parcela incluindo aplicações financeiras, bolsa de estudos, caderneta de poupança, seguro-desemprego etc.) são claramente regressivas e contribuíram para aumentar a desigualdade. A importância dos programas do governo para queda do índice de Gini de 0,544 para 0,524 entre 2019 e 2020 se deu pelo aumento da progressividade da parcela OPS, evidenciado pelo aumento dessa parcela na renda com o pagamento do Auxílio Emergencial. A maior progressividade do BPC e do Bolsa Família deve-se a sua melhor focalização (Figura 4). Um exame para os trimestres de 2018 a 2020 é feito por Hoffmann e Jesus (2022), a fim de verificar os efeitos do auxílio sobre a queda da desigualdade a partir do 2º trimestre de 2020.

Figura 4
Razão de concentração das parcelas da renda não trabalho, 2012 a 2020

Observa-se, na Tabela 4, a decomposição da variação do índice de Gini para o período de 2014 a 2019 (aumento da desigualdade) e para o período de 2019 a 2020 (queda da desigualdade): deve-se notar que a desigualdade caiu de 2012 a 2015 e aumentou de 2016 a 2018. O efeito-composição e o efeito-concentração também são expressos em percentual da mudança do índice, que, neste caso, mesmo sendo muito pequena entre 2019 e 2020, indica que a parcela OPS foi a maior responsável pela queda da desigualdade, principalmente pelo efeito-composição. Os resultados mostram a relevância dos programas sociais na redução da desigualdade, diante da crise da Covid-19, em comparação com as parcelas da renda do trabalho no período de 2001 a 2015, como verificado, por exemplo, por Ribeiro e Almeida-Gabriel (2021). Não obstante, as Aposentadorias e pensões têm grande participação na renda não trabalho e um alto potencial de reduzir a desigualdade, se as regras que definem os valores dos benefícios elevarem os rendimentos dos relativamente pobres.

Tabela 4
Porcentagem da mudança do índice de Gini associada às parcelas da RDPC no Brasil, 2014 a 2020

Período	2014/2019 (ΔG = 0,016)			2019/2020 (ΔG = -0,020)
Parcela\Efeitos	Efeito-composição	Efeito-concentração	Efeito total	Efeito-composição	Efeito-concentração	Efeito total
Renda do trabalho	33,1	19,0	52,1	-9,5	-57,6	-67,1
Aposent. e pensões	0,7	21,3	22,0	0,6	16,4	17,0
Doações	-0,9	0,7	-0,2	-3,5	1,3	-2,2
Aluguel	9,2	2,1	11,3	12,0	-0,8	11,2
BPC	-11,3	0,1	-11,2	-1,6	-1,7	-3,3
Bolsa Família	11,2	-1,7	9,5	-17,8	-0,1	-18,0
Outros Progr. Sociais	2,7	0,3	3,0	128,1	26,1	154,2
Resto	-0,6	14,1	13,5	1,5	6,8	8,3
Total	44,1	55,9	100,0	109,7	-9,7	100,0

• Fonte: Elaboração própria, a partir de Hoffmann (2020b) e Hoffmann e Jesus (2022).

A partir das evidências apresentadas e das medidas de desigualdade, nota-se que há heterogeneidade dos valores de aposentadorias e pensões e o Estado tem grande responsabilidade pela desigualdade das parcelas da renda não trabalho.

CONSIDERAÇÕES FINAIS

O objetivo deste artigo foi analisar o comportamento das parcelas da renda não trabalho no Brasil. A participação dessas parcelas na formação da RDPC total, o grau de progressividade dessas parcelas e a decomposição da mudança do índice de Gini foram examinadas para o período de 2001 a 2015.

O grau de progressividade das parcelas da renda não trabalho mostrou que as parcelas de rendimentos de aposentadorias de até 1 SM (APS), doações (DOA) e transferências governamentais (TRF) foram progressivas. A parcela de outras aposentadorias e pensões (OAP) também foi majoritariamente progressiva no período analisado, todavia sua variação foi muito próxima de zero e, por isso, tem pouca influência sobre a desigualdade de renda. As parcelas de aposentadorias maiores que 1 SM, aluguel e juros foram majoritariamente regressivas e, portanto, contribuíram para aumentar a desigualdade de renda. Algumas parcelas da renda não trabalho (APS, TRF e DOA) são relativamente mais progressivas, porém, vale lembrar que o grau de progressividade dessas duas primeiras parcelas caiu.

A análise da participação das parcelas da renda não trabalho no índice de Gini mostrou que cerca de 1/4 da formação do índice foi proveniente da renda não trabalho, entre 2001 e 2015. Finalmente, mostrou-se que as parcelas da renda não trabalho contribuíram com 42,36% para a queda da desigualdade, sendo que o efeito-concentração foi de 35,91%, muito superior ao efeito-composição (6,45%), e, assim, a renda não trabalho foi relevante para a desigualdade no Brasil.

As evidências oriundas do grau de progressividade das parcelas da renda não trabalho sugerem que um dos grandes desafios para novas pesquisas é compreender como tornar as parcelas da renda não trabalho mais progressivas; são exemplos a reforma do sistema previdenciário e do sistema tributário. Uma das possíveis explicações para a alta desigualdade de renda de aposentadorias e pensões é que o Estado, em vez de tributar os mais ricos para distribuir para os mais pobres, tributa a todos e distribui para a metade mais rica da população. É claro que se deve ter cuidado com essa interpretação e pode-se propor, também, análises sobre o impacto da informalidade na arrecadação da previdência e o efeito das novas regras da aposentadoria na desigualdade. Mesmo com as propostas mais recentes nas regras da previdência, até 2020 não foram observadas mudanças significativas no grau de progressividade das aposentadorias e pensões.

Segundo o IBGE (2016), em 2015, 44,7% dos domicílios declararam rendimentos de até 1 SM por morador no domicílio, 32,5% dos domicílios estavam na faixa de RDPC de 1 a menos de 2 salários mínimos e 19,9% informaram RDPC de 2 ou mais salários mínimos. O RDPC, em termos reais, caiu 7,2% entre 2014 e 2015, bem como em todos os décimos da distribuição, sendo maior no primeiro (9,4%) que no último décimo (8,2%). Portanto, uma outra maneira de o Estado atuar na diminuição do crescimento da desigualdade no Brasil, e possivelmente com grande potencial, é por meio de uma política de salário mínimo. Com o aumento da desigualdade a partir da crise de 2014, essas políticas reforçam o papel do governo atuando sobre a redistribuição da renda e por meio de programas sociais e garantia de renda mínima, que é o caso do Auxílio Emergencial.

Espera-se que este estudo tenha contribuído para mostrar que, apesar da elevada desigualdade de renda no Brasil: i) as regras públicas e privadas sobre as aposentadorias e pensões são fundamentais para a desigualdade de renda não trabalho; ii) o bom funcionamento do mercado de trabalho é essencial para minimizar os efeitos do aumento da desigualdade; iii) o Estado tem um papel estratégico na determinação das parcelas da renda não trabalho; e iv) a garantia de renda mínima impediu, em parte, as graves consequências sociais do crescimento do desemprego e da miséria.

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• STEPHANES, R. Reforma da previdência sem segredos. Rio de Janeiro: Record, 1999.

• 1
  Doravante denominadas “renda não trabalho”. No Brasil, as principais fontes de renda não trabalho são as aposentadorias e pensões públicas e privadas; ativos (juros, dividendos e aluguéis); doações entre domicílios; e transferências de renda do governo.
• 2
  Há benefícios previdenciários que contribuem para aumentar a desigualdade, regressivos, e benefícios que contribuem para diminuir a desigualdade, os progressivos. Para determinar isto, é avaliado o grau de progressividade de uma parcela da renda.
• 3
  Ver Hoffmann (2019, 2020a). No trabalho de 2020 (p. 13), o autor mostra detalhes das alterações metodológicas do IBGE.
• 4
  A técnica é amplamente utilizada em estudos sobre distribuição de renda. Ver Rani e Furrer (2016).
• 5
  Ver Hecksher, Silva e Corseuil (2018), Medeiros, Souza e Castro (2015). Hoffmann, Botassio e Jesus (2019), no Capítulo 10, expõem sobre a escolha dos dados para analisar a distribuição de renda e suas principais limitações. Segundo Hoffmann e Ney (2008), a subdeclaração de aposentadorias e pensões oficiais é menor que a de rendimentos oriundos de juros e dividendos. As declarações de imposto de renda são minimamente confiáveis, e seria importante a disponibilidade dessas informações para os pesquisadores. Entretanto, a subestimação da desigualdade não afeta, em todos os casos, a variação da desigualdade ao longo do tempo.
• 6
  Apesar da participação relativamente pequena de OAP na RDPC total, Almeida e Soares (2017), a partir dos dados da PNAD de 2011, mostram, por meio de uma regressão logística, que a renda, a escolaridade e a idade influenciam positivamente a demanda por previdência privada.

• CLASSIFICAÇÃO JEL:

  D31; D33; I38.

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  04 Nov 2022
• Data do Fascículo
  2022

Histórico

• Recebido
  27 Jun 2021
• Aceito
  24 Maio 2022