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Viii Encontro dE Economia Baiana – SEt. 2012 Economia Baiana • 168

HIATO DE RENDA URBANO E RURAL NA BAHIA: UMA ANÁLISE DO PERÍODO DE 2001 A 2009

Daniella Medeiros Cavalcanti*

Jorge Luiz Mariano da Silva**

Maria de Fétima Medeiros de Queiroz***

RESUMO

Este artigo tem como objetivo analisar a distribuição da renda e a pobreza das famílias que residem na Bahia rural e urbana nos anos de 2001, 2005 e 2009. Para tanto, foram utilizados o índice de Gini decomposto por fontes de renda, o índice de entropia de Theil e o índice de pobreza de Foster-Greer-Thorbecke (FGT). Empregou-se, ainda, a decomposição de Oaxaca (1973) e Blinder (1973). As informações das famílias foram extraídas da Pesquisa Nacional por Amostra Domiciliar (PNAD). Dentre os resultados encontrados, destaca-se uma diminuição no nível de pobreza e desigualdade de renda familiar na Bahia, entretanto, seus patamares continuam elevados, e apesar da alta disparidade de renda entre os setores rural e urbano, as concentrações de rendimento dentro de cada setor são ainda mais perversas. Quando analisada a estrutura da renda familiar, foi constatado que o trabalho principal é a fonte de maior participação na renda total e contribui para diminuir a desigualdade. Por fim, foi observado que as maiores diferenças de renda entre o rural e urbano baiano devem-se mais a remuneração das características familiares do que às próprias características, o que sugere que o fator locacional ainda é um agravante na determinação das desigualdades de renda.

Palavras-chave: Desigualdade. Pobreza. Rural. Urbano.

ABSTRACT

This article aims to analyze the distribution of income and poverty of the families residing in rural and urban Bahia, in 2001, 2005 and 2009. For this purpose, we used the Gini index broken down by sources of income, the Theil entropy index, and poverty index of Foster-Greer-Thorbecke (FGT). We applied also the decomposition of Oaxaca (1973) and Blinder (1973). The information of the families were drawn from the National Survey by Household Sample (PNAD). Among the findings, there is a decrease on the level of poverty and income inequality in Bahia, however its levels remain high, despite the high income disparity between rural and urban sectors, the concentration of income within each sector are even more perverse. When analyzing the structure of family income, it was found that the main work is the source of greater participation in total income and contributes to reducing inequality. Finally it was observed that the greatest differences in income between rural and urban Bahia should pay more to the characteristics of the family that the very characteristics, which suggests that the locational factor is still an aggravating factor in the determination of income inequality.

Keywords: Inequality. Poverty. Rural. Urban.

* Graduada em Ciências Econômicas pela Universidade Federal do Rio Grande do Norte (UFRN); mestranda em Economia pela UFRN. [email protected]** Doutor em Economia pela Universidade Federal de Pernambuco (UFPE); mestre em Economia UFPE. Professor da Universidade Federal do Rio Grande do

Norte (UFRN). [email protected]*** Graduada em Ciências Econômicas pela Universidade Federal do Rio Grande do Norte (UFRN); mestranda em Economia pela UFRN. [email protected]

HIATO DE RENDA URBANO E RURAL NA BAHIA: UMA ANÁLISE DO PERÍODO DE 2001 A 2009 Daniella Medeiros Cavalcanti, Jorge Luiz Mariano da Silva, Maria de Fétima Medeiros de Queiroz

VIII ENCONTRO DE ECONOMIA BAIANA – SET. 2012 ECONOMIA BAIANA • 169

1 - Introdução

A discussão acerca da desigualdade de renda vem se apresentando como tema recorrente tanto no meio acadêmico quanto nas distintas esferas de governo. Trabalhos como de Barros (2010), Hoffmann (2009), Mendonça e Oliveira (2010), dentre outros, ressaltam uma tendência declinante nos indicadores da desigualdade de renda no Brasil. Entretanto, apesar dessa redução, salienta-se que esse declínio não segue uma forma homogênea entre as regiões brasileiras (CARVALHO, 2008).

Observando essa questão, Marinho et al. (2004) notou que a distribuição de renda

estava menos concentrada nas regiões Centro Oeste, Sul e Sudeste, enquanto o Nordeste apresentava os maiores indicadores de concentração de renda no Brasil. Nesse sentido, ao analisar período de 1960 a 1995, Azzoni et al. (2000) constataram uma notável disparidade regional, mensurada pelos níveis do PIB per capita dos estados brasileiros. Em sua análise, percebeu que os maiores PIB per capita estavam associados aos estados das regiões Sul e Sudeste e os menores nas regiões Norte e Nordeste, sendo o estado do Piauí o mais pobre e a Bahia o mais rico dessa região. Apesar de seu destaque em termos da participação do PIB na região Nordeste, o estado da Bahia apresenta sérios problemas sociais expressos pelos elevados indicadores da desigualdade de renda e da pobreza urbana e rural.

Com relação à pobreza, Lacerda et al (2010) ‒ ao analisarem um indicador

multidimensional aplicado ao estado da Bahia nos anos de 1995, 2001 e 2006 ‒ constataram melhorias nas condições de vida da população, embora não tenha sido homogênea, entre as regiões metropolitana, rural e urbana. A taxa de pobreza multidimensional no Estado foi considerada elevada na área rural, apesar de ter apresentado uma tendência declinante entre 1996 e 2005, fato contrário na região metropolitana. Já a pobreza por renda apresentou uma tendência de crescimento entre os anos de 2001 e 2006.

Castro (2011), analisando a evolução da pobreza do estado da Bahia em comparação

com o Nordeste e o Brasil, no período de 1995 a 2009, observou que a pobreza extrema no Estado é o dobro da média do Brasil e que 10,2% da população viviam com menos de R$ 70,00. O autor notou uma queda na pobreza nas áreas rurais e urbanas do estado, entretanto, a pobreza rural revelou-se mais elevada (17, 6%) do que a pobreza urbana (6,9%).

Dado esses problemas socioeconômicos marcantes da Bahia e nas suas áreas rurais e

urbanas, questiona-se: no tocante ao período mais recente, como tem evoluído a desigualdade de renda e a pobreza no meio rural e no meio urbano? Entre as parcelas de renda das famílias, quais delas poderiam contribuir para reduzir a desigualdade? De que forma as características das famílias e suas dotações poderiam explicar o diferencial de rendimento familiar entre as áreas rurais e urbanas da Bahia?

Ao considerar tais aspectos, este estudo tem como objetivo principal analisar as

desigualdades de renda per capita e a pobreza familiar no meio rural e urbano da Bahia, nos anos de 2001, 2005 e 2009. Para tanto, pretende-se investigar a estrutura da renda familiar per capita baiana, procurando observar aquelas que contribuem para ampliar ou reduzir a desigualdade de renda.

No intuito de responder a estes questionamentos, usou-se, para mensurar a

concentração de rendimento, os índices de Gini desagregado por fontes de renda e o índice de entropia T e L de Theil. Esse primeiro índice é mais sensível a mudanças na média da



distribuição de renda, e por ser desagregado, possibilita investigar qual das fontes de renda mais contribuem para aumentar ou reduzir a desigualdade total. O segundo índice é mais sensível a mudanças nas caudas superiores e inferiores da distribuição, além de evidenciar a concentração de rendimento inter e intra-regional (ou seja, entre o rural e o urbano baiano e dentro de cada um deles). Para mensurar a pobreza, utilizou-se o índice generalizado de Foster-Greer-Thorbecke (FGT). Já para analisar as diferenças de rendimentos entre os meios rural e urbano da Bahia, empregou-se a decomposição de Oaxaca (1973) e Blinder (1973), no qual mostra a participação dos efeitos da dotação e dos retornos no diferencial de rendimentos das famílias rurais e urbanas. As informações foram extraídas dos microdados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), no período que compreende os anos de 2001, 2005 e 2009.

Além dessa introdução, o presente estudo possui mais três seções: na segunda,

descreveu as informações utilizadas na composição da renda familiar, o índice de Gini (e sua desagregação por fontes de renda), o índice de entropia de Theil, o índice de pobreza FGT e a decomposição de Oaxaca (1973) e Blinder (19973). Na terceira seção foi procedida a análise dos resultados obtidos; e, na última seção, foram tecidas as considerações finais. 2 - Metodologia

Para estudar e mensurar a concentração de renda e pobreza familiar per capita na

Bahia rural e urbana, foi utilizado os microdados da Pesquisa por Amostra de Domicílio (PNAD), nos anos de 2001, 2005 e 20091,2. Vale salientar que para compor a renda total familiar3, foram consideradas sete fontes de rendimento: aposentadorias e pensões oficiais (APO); aposentadorias e pensões privadas (APP); outros trabalhos (OTR)4; aluguéis (ALU); doações de não moradores (DOA); juros da caderneta de poupança e dividendos e outros rendimentos de aplicações (JUR)5

; e o trabalho principal (TRP).

Para atender ao objetivo proposto, com relação ao método de análise, este foi dividido em 3 partes:

1) na mensuração da concentração de rendimentos das famílias baianas, foi aplicado o

índice de Gini desagregado por fontes de renda e o índice de entropia de Theil; 2) para calcular a pobreza, utilizou-se o índice de Foster-Greer-Thorbecke (FGT); 3) para verificar os diferenciais de rendimentos entre as famílias rurais e urbanas da

Bahia, aplicou-se a decomposição de Oaxaca (1973) e Blinder (1973).

Segue, nos próximos subtópicos, os detalhes formais de cada metodologia empregada. 1 Os dados foram deflacionados pelo deflator do Índice Nacional de Preços ao Consumidor (INPC), realizado pelo Instituto de Pesquisa econômica Aplicada (IPEA), sendo 2009 o ano base. 2 Foram utilizados os softwares DAD versão 4.6, e o R versão 2.14.0, ambos de plataforma livre. 3 Adota-se, nesse estudo, o conceito de renda familiar conforme definido pelo IBGE, no qual não é computado na esfera familiar o rendimento de pessoas menores de dez anos, pensionistas (que moram numa pensão), empregados domésticos e os parentes desses empregados. 4 Essa fonte de renda foi criada através da junção do trabalho secundário com os demais trabalhos. 5 Está incluso nessa fonte de renda o valor dos programas sociais de transferências de renda governamentais, como o Benefício de Prestação Continuada (BPC), o Programa Bolsa Família (PBF), dentre outros.



2.1 O índice de Gini decomposto por fontes de renda

De acordo com Cavalcanti e Silva (2011), o Gini decomposto por fontes de renda é um

índice que permite analisar a concentração de rendimento por três componentes: 1) a razão correlação; 2) o gini de cada fonte de renda; e 3) a participação de cada fonte de renda na renda total familiar. Tal como o índice de Gini tradicional, o índice de Gini desagregado por fontes de

renda assume valores no intervalo [0,1], e quanto mais próximo à unidade, mais desigual é a distribuição de renda. Proposto por Fei e Ranis (1978) e Pyatt et al. (1980), a distribuição de renda total das famílias pelo coeficiente de Gini é dado por:

[1]

em que é o Gini da renda familiar total , cov é a covariância, µ é a renda média das famílias e F(Y) representa a distribuição acumulada da renda total das famílias. Já o coeficiente de Gini total decomposto por fontes da renda familiar é representado por:

[2]

em que:

[3]

no qual é a participação da fonte k da renda na renda total familiar; é a renda média da fonte de renda k; é a média da renda total familiar; é a razão correlação; é a covariância entre a renda da fonte k e o rank da renda total familiar; e é o coeficiente de Gini para cada fonte k de renda. Dessa formulação, pode-se obter o coeficiente de concentração relativa da fonte k na desigualdade total da renda familiar:

[4]

Se <1, a fonte de renda contribui para reduzir a desigualdade. De forma análoga, se >1, a fonte de renda contribui para aumentar a desigualdade. Vale salientar que o índice de

Gini mede a desigualdade de renda na média, sendo, desta forma, ineficaz para mensurar a concentração de rendimentos nas caudas superiores e inferiores da distribuição. Nessa perpectiva, no sentido de complementar a análise do índice de Gini, foi utilizado o índice de entropia de Theil, a ser apresentado no próximo tópico. 2.2. O índice de Entropia de Theil

O índice de entropia de Theil é dado por:

[5]



em que é um parâmetro que simula o peso dado ao hiato entre rendas em partes distintas da distribuição. Dessa forma, quando , tem-se o L de Theil, e quando , tem-se o T de Theil. O é a renda do indivíduo (ou a renda per capita da família , no caso do presente artigo), e é o tamanho da população. O índice de entropia de Theil pode ser desagregado inter e intra grupos como:

[6]

em que é a parcela do rendimento total recebido pelos indivíduos no setor (rural e

urbano), é a parte do rendimento total do grupo ganho pela família , e é a população n do grupo . Nessa equação, o primeiro termo representa a desigualdade entre os setores urbano e rural, ou seja, mostra a desigualdade intergrupo. Já o segundo termo é a média ponderada da desigualdade dentro de cada setor (desigualdade intragrupo). Com o intuito de verificar com mais detalhes as diferenças de renda entre a Bahia rural e urbana, foi utilizada a decomposição de Oaxaca (1973) e Blinder (19973), a ser apresentada no próximo tópico.

2.3. Decomposição de Oaxaca

A decomposição de Oaxaca (1973) e Blinder (19973), aplicada ao presente artigo,

consiste num exercício contrafactual, no qual objetiva explicar se a diferenciação de renda entre a Bahia rural e urbana deve-se às características de cada região, ao retorno dessas características ou à interação desses dois efeitos. Essa decomposição assume que, inicialmente, tem-se duas rendas distintas: a renda das famílias residentes na Bahia rural e a renda das familílias residentes na Bahia urbano, considerando que ambas são igualmente produtivas. Formalmente, isso pode ser capturado incluindo uma dummy de área nas regressões de rendimentos, podendo ser expressa por:

[7]

[8]

onde é o logaritmo neperiano da renda familiar per capita, no qual os subscritos U e R referem-se, respectivamente, à Bahia urbana e à Bahia rural. é o coeficiente de intercepto,

é um vetor linha dos k-ésimos regressores, é um vetor coluna dos estimadores dos k-ésimos regressores e é o termo de erro. Quanto ao , este será dado por um conjunto de características médias familiares, de acordo com a equação minceriana modificada abaixo:

[9]

onde é a escolaridade do chefe familiar, refere-se a idade do chefe familiar (proxy de experiência) e são características observáveis binárias do chefe familiar, tais como gênero, raça e, uma vez que o foco desse estudo são as fontes de renda nas diferenças entre o rural e o



urbano da Bahia, foram incluídas mais duas dummies: se a família possui renda oriunda do trabalho principal (sim=1, não=0) e das aposentadorias e pensões oficiais (sim=1, não=0).

Dessa forma, a diferença de rendimentos entre a zona rural e urbana da Bahia pode ser decomposta por:

[10] no qual a equação [10] é a decomposição de Oaxaca e Blinder, onde é a desigualdade total de rendimento entre famílias residentes no rural e urbano da Bahia (efeito interação); são as desigualdades oriundas das diferenças nas variáveis explicativas (efeito característica ou termo de habilidade) e são desigualdades oriundas das diferenças nos retornos das variáveis explicativas (efeito preço ou termo de discriminação).

Para uma compreensão mais ampla da desigualdade de renda, em especial a da Bahia rural e urbana, é importante contemplar no estudo a questão da pobreza nessa região, cuja metodologia referente a sua mensuração é apresentada no próximo item. 2.4. O Índice de Foster-Greer-Thorbecke (FGT)

O índice de Foster-Greer-Thorbecke, o FGT (1984), é um índice de pobreza, sendo representado pela seguinte expressão:

[11]

sendo α a aversão a pobreza, representa o número de pobres (pessoas cuja renda per capita

domiciliar é menor que uma dada linha de pobreza); o tamanho da população; representa

a linha de pobreza e representa a renda per capita domiciliar da i-ésima família. Segundo

Neder e Silva (2004), este é um índice geral, tornando-se índices particulares na medida em que o valor de α varia. Dessa forma, quando α = 0, tem-se o headcount ratio, (proporção de pobres) – P0. Quando α = 1 tem-se o poverty gap (hiato de pobreza) – P1. Já quando α = 2 obtêm-se o squared poverty gap (severidade da pobreza) – P2, que possuem variâncias e limites de intervalo de confiança distintos entre si.

Vale salientar o caráter de complementaridade desses índices, uma vez que P0 faz uma proporção simples entre a renda total com a renda inferior a linha de pobreza, tornando-se individualmente insuficiente na análise da pobreza total, pois não capta, por exemplo, a distância entre a renda média daqueles que se encontram abaixo da linha de pobreza, com a própria linha de pobreza (esse aspecto é medido pelo P1). Também não consegue demonstrar a distribuição de renda entre pobres (essa distribuição é calculada por P2), necessitando desses três índices para uma compreensão melhor de como está configurada a pobreza numa dada região estudada (NEDER; SILVA, 2004).

Para mensuração desses índices, foram utilizadas as linhas de pobreza, calculadas por

Rocha (2006), para as regiões rurais e urbanas da Bahia, que são atualizadas pelo Instituto de Estudo do Trabalho e Sociedade (IETS).



3. Análise de Resultados De acordo com os microdados da Pesquisa Nacional por Amostra Domiciliar (PNAD), a Bahia possui, no ano de 2001, 3.421.338 famílias. Desse total, 68% das famílias baianas residiam no meio urbano, recebendo, em média, R$536,43 per capita; e 32% residiam no meio rural, com renda mensal per capita de R$190,04. Esses valores para o ano de 2009 é de 4.306.685 famílias no total, no qual 29% são rurais, recebendo mensalmente R$289,36, e 71% urbana, tendo em média R$692,42. O Quadro 1 sumariza esses dados preliminares. Tabela 1 – Características gerais da familia média na Bahia total, urbana e rural, nos anos de 2001 e 2009 (em Reais de 2009)

ÁREA/ANO VARIÁVEIS

BAHIA BAHIA RURAL BAHIA URBANA 2001 2009 2001 2009 2001 2009

Total de Famílias 3.421.888 4.306.685 1.079.112 1.260.532 2.342.226 3.046.153

Renda per capita R$452,12 R$601,41 R$190,04 R$289,36 R$536,43 R$692,42 N° de pessoas

por família 4 3 4 3 3 3

Idade* 46 47 48 50 45 47

Anos de estudo* 6 7 3 4 7 8

Gênero* H=74% M=26%

H=63% M=37%

H=84% M=16%

H=80% M=20%

H=70% M=30%

H=59 M=41

Fonte: Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra Domiciliar – PNAD de 2009. Elaboração dos autores. *Variáveis referentes ao chefe familiar.

Para visualizar a estrutura da desigualdade de renda na Bahia, o Gráfico 1 mostra a distribuição da renda familiar baiana per capita por percentis para o ano de 2009. Analisando o Gráfico 1, percebe-se que mais da metade das famílias baianas (75 percentil da distribuição de rendimentos) recebem abaixo da renda média per capita mensal da Bahia (R$601,41), ao passo que apenas os últimos percentis dessa distribuição apropriam-se de mais de R$5.155,00 per capita mensais. Em outras palavras, essa desigualdade de renda concentra-se nos menores percentis da renda em termos de número de famílias e, em termos de rendimento, essa concentração situa-se nos maiores percentis da renda.

Gráfico 1 – Distribuição do valor dos percentis da renda familiar per capita da Bahia de 2009 Fonte: Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra Domiciliar – PNAD (2009). Elaboração dos autores.



No que concerne ao diferencial de renda entre o rural e urbano da Bahia, estes podem

ser observados pelas estimações das desidades de kernel, apresentadas pelo Gráfico 2.

Gráfico 2 – Densidade Kernel do logaritmo da renda familiar per capita da Bahia urbana e rural em 2009. Fonte: Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra Domiciliar – PNAD (2009). Elaboração dos autores.

O Gráfico 2 indica que há um maior deslocamento para a direita e um comportamento

mais esguio na densidade de kernel do meio urbano, significando que o rendimento mensal per capita das famílias residentes na Bahia urbana é mais elevado e mais concentrado do que aquelas que residem na Bahia rural. Dessa forma, para verificar a desigualdade de renda entre o rural e o urbano baiano, estima-se o índice de entropia T e L de Theil, a ser apresentado pela Tabela 2.

Tabela 2 – Índice de Entropia de Theil L de Theil T de Theil Painel A Índice de Theil Geral 0,5930 (0,0152) 0,6807 (0,0355) Índice de Theil entre grupos 0,0568 (0,0008) 0,0462 (0,0007) Índice de Theil intra grupos 0,5361 (0,0096) 0,6345 (0,0355) Painel B Índice de Theil - Setor Urbano 0,5822 (0,0164) 0,6668 (0,0377) Índice de Theil - Setor Rural 0,3806 (0,0152) 0,3680 (0,0281)

Fonte: Elaboração dos autores com base nos dados da PNAD de 2009. Notas: Erro-padrão entre parênteses obtido por bootstrap com 100 replicações.

A Tabela 2 apresenta os resultados da decomposição da desigualdade da renda per capita entre as famílias urbanas e rurais no Estado da Bahia em dois painéis: no Painel A pode-se observar o índice de entropia do T e do L de Theil tanto para o Estado (setores urbanos e rurais em conjunto) quanto para a desigualdade inter e intra setores. No Painel B, tem-se o índice do T e do L de Theil separadamente para os meios urbano e rural.



Para a Bahia como um todo (Painel A), os dois índices de Theil apontam para uma alta concentração de renda em todas áreas analisadas, principalmente considerando a desigualdade de renda intra grupos, que representa 93,2% da desigualdade total. O Painel B mostra que o T de Theil do setor urbado é de 0,666, sendo portanto, superior ao do rural (T TheilRURAL = 0,368). Esses resultados indicam que, apesar da alta desigualdade de renda entre o rural e o urbano da Bahia, as concentrações de renda dentro de cada setor são ainda mais perversas. Isso evidencia a importância de estudar a estrutura da renda familiar de cada setor, sendo esse aspecto mostrado pelo índice de Gini desagregado por fontes de renda, que foram apresentados nas Tabelas 3, 4 e 5.

As Tabelas 3, 4, 5 e 6 mostram, para cada uma das sete fontes de renda definidas na

metodologia, a participação da fonte k de renda na renda total familiar (Sk), o Gini desagregado por fonte de renda (G(Yk)), a razão correlação (Rk) e o coeficiente de correlação relativa (gk) na Bahia geral (a nível de comparação), na Bahia urbana e rural, nos anos de 2001, 2005 e 2009. Vale salientar que as fontes de renda OTR, ALU, DOA, juntas, não somam 10% da renda total familiar e, por esse motivo, não serão analisadas em detalhes.

Na Tabela 3, que mostra a Bahia total em 2001, 2005 e 2009, percebe-se que, com

relação à participação de cada componente de renda na renda total, Sk, nota-se uma crescente participação dos juros de caderneta de poupança e outras aplicações e rendimentos (JUR) na renda total, em especial a partir de 2005, o que pode ser um indício de uma maior cobertura das transferências diretas de renda. Também há uma menor participação do trabalho principal no total da renda, sendo de 70,1% em 2001 e 66,8% em 2009.

O índice de Gini G(Yk) mostra a concentração de cada fonte de renda, considerando tanto as famílias que usufruem uma dada fonte k de renda quanto àquelas que não recebem dessa fonte. Dessa forma, além do trabalho principal possuir uma maior participação em relação à renda familiar baiana total, é também a fonte que menos concentra renda, com um G(TRP_2009) = 0,656 em 2009. Nota-se, ainda, sua tendência desconcentradora, uma vez que de 2001 a 2009, o Gini dessa fonte de renda caiu em 0,032 pontos (G(TRP_2001) = 0,688). Em compensação, as demais fontes de renda, para todos os anos analisados, têm um G(Yk) sempre superior a 0,800, o que mostra a alta concentração desses tipos de fontes de renda. Isso acontece porque existem poucas famílias que, na composição de seus rendimentos mensais per capitas, auferem esses tipos de rendimentos. Observa-se, ainda, que as rendas provenientes do TRP apresentaram os mais altos índices de razão concentração com a renda total, com um Rk para o ano de 2009 de R(TRP_2009) = 0,873. É importante salientar que os valores de Rk mostraram-se positivos para todas as fontes de rendimento, o que significa que essas variáveis tendem a crescer à medida que a renda total familiar aumenta (SILVA e NEDER, 2006). No que concerne ao coeficiente de correlação relativa, nota-se que as APO, as APP apresentam um gk > 1, o que significa que essas fontes de renda contribuem para aumentar a desigualdade. Já as demais fontes de renda têm um gk < 1, o que, de forma análoga, mostra que essas fontes de renda ajudam a diminuir a desigualdade de rendimentos. Isso mostra a importância da inserção do mercado de trabalho como política de desconcentração de renda, uma vez que o TRP é a fonte de renda de maior participação em relação a renda total familiar, com um menor índice de gini, e possui um gk < 1.



Tabela 3 – Participação de cada componente de renda na renda total, Gini de cada fonte de renda, Razão Concentração e Coeficiente de Correlação Relativa da Bahia em 2001, 2005 e 2009 Fontes de renda

SK (%) G(YK) RK gK APO 2001 16.7 0.895 0.689 0.975 2005 27.9 0.809 0.775 1.347 2009 18.1 0.880 0.671 1.029 APP SK (%) G(YK) RK gK 2001 5.8 0.957 0.676 1.024 2005 4.7 0.954 0.637 1.306 2009 5.7 0.942 0.592 0.972 JUR SK (%) G(YK) RK gK 2001 0.9 0.983 0.532 0.828 2005 5.3 0.843 0.201 0.364 2009 2.6 0.870 0.044 0.066 TRP SK (%) G(YK) RK gK 2001 70.1 0.688 0.902 0.982 2005 57.6 0.553 0.707 0.839 2009 66.8 0.656 0.873 0.997

Fonte: Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra Domiciliar – PNAD (2001 a 2009). Elaboração dos autores. Com relação à Tabela 4, representando a Bahia urbana, sua estrutura apresenta-se bastante semelhante à da Tabela 3, com a diferença que as aposentadorias e pensões oficiais têm uma menor importância (S(APO_2009) = 16,4%). Quanto ao Gini, o trabalho principal continua a ser a fonte de renda que tem o menor índice, com G(TRP_2009) = 0,635. O RK na Bahia urbana é bastante parecido com o da Bahia como um todo, o que significa que todas as fontes tendem a crescer com a renda total. Quanto ao coeficiente de correlação relativa, a Tabela 4 mostra que a única fonte de renda que apresenta uma tendência para aumentar a desigualdade em todo período analisado é a APO. Tabela 4 – Participação de cada componente de renda na renda total, Gini de cada fonte de renda, Razão Concentração e Coeficiente de Correlação Relativa da Bahia Urbano, em 2001, 2005 e 2009 Fontes de renda

SK (%) G(YK) RK gK APO 2001 15.3 0.913 0.706 1.026 2005 15.7 0.905 0.697 1.095 2009 16.4 0.898 0.688 1.080 APP SK (%) G(YK) RK gK 2001 6.0 0.951 0.642 0.971 2005 6.2 0.941 0.584 0.954 2009 5.6 0.941 0.569 0.937 JUR SK (%) G(YK) RK gK 2001 0.8 0.991 0.689 1.087 2005 1.8 0.942 0.145 0.238 2009 2.1 0.889 0.076 0.119 TRP SK (%) G(YK) RK gK 2001 70.9 0.642 0.905 0.970 2005 70.0 0.643 0.881 0.984 2009 68.6 0.635 0.881 0.978

Fonte: Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra Domiciliar – PNAD (2001 a 2009). Elaboração dos autores.



A estrutura das fontes de renda entre a Bahia rural e urbana é mais distinta. A composição das fontes de renda na Bahia rural de 2001 a 2009, evidenciada pela Tabela 5, mostra bem esse aspecto. Com relação ao Sk, nota-se uma maior participação das aposentadorias e pensões oficiais para a Bahia rural, representando 28,5% da renda total para o ano de 2001 e 31,9% no ano de 2009. A despeito dessa parcela mais expressiva dessa fonte de renda, ainda que com tendência declinante, o trabalho principal mostrou-se menos participativo em relação aos outros espaços analisados, representando 49,9% do rendimento total familiar per capita em 2009. Em relação ao índice de Gini de cada fonte de renda, G(Yk), as aposentadorias e pensões oficiais, os juros de caderneta de poupança e de outras aplicações e o trabalho principal apresentaram os menores índices, o que mostra uma menor concentração de renda dessas fontes. Percebe-se, no período analisado, que há uma tendência de desconcentração de renda mais expressiva nos JUR, com um G(JUR_2001) = 0,911 em 2001 e G(JUR_2009) = 0,724 em 2009, o que pode estar relacionado com o aumento da cobertura de programas sociais, tais como o BPC e o PBF. Quanto à razão concentração, mais uma vez, todas as fontes de renda apresentaram valores positivos, exceto JUR no ano de 2001. No tocante ao coeficiente de correlação relativa, gk, as fontes de renda que contribuem para aumentar a desigualdade são as APO e as APP (exceto o ano de 2009). As demais fontes, para todos os anos, apresentaram um gk < 1, ou seja, ajudam a diminuir a desigualdade de rendimentos, notadamente, o trabalho principal. Tabela 5 – Participação de cada componente de renda na renda total, Gini de cada fonte de renda, Razão Concentração e Coeficiente de Correlação Relativa do Bahia Rural em 2001, 2005 e 2009 Fontes de renda

SK (%) G(YK) RK gK APO 2001 28.5 0.789 0.737 1.178 2005 27.9 0.890 0.775 1.347 2009 31.9 0.790 0.646 1.080 APP SK (%) G(YK) RK gK 2001 4.7 0.970 0.682 1.341 2005 4.1 0.954 0.637 1.306 2009 7.6 0.940 0.471 0.937 JUR SK (%) G(YK) RK gK 2001 1.5 0.911 -0.055 -0.101 2005 5.3 0.843 0.201 0.364 2009 6.9 0.724 0.078 0.119 TRP SK (%) G(YK) RK gK 2001 62.9 0.598 0.766 0.930 2005 57.5 0.553 0.707 0.839 2009 49.9 0.632 0.731 0.978

Fonte: Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra Domiciliar – PNAD (2001 a 2009). Elaboração dos autores.

O Gráfico 3 mostra o Gini total das famílias situadas na Bahia total, urbana e rural. A nível de comparação, mostra-se, também, esse índice para o Brasil, o Nordeste, o Nordeste



rural e o Nordeste urbano6

. Percebe-se, no geral, que o coeficiente de Gini no rural nordestino (G(RURAL_2009) = 0,473) é bem menor que no urbano (G(URBANO_2009) = 0,572), no entanto esse índice para o Nordeste total é maior (G(NORDESTE_2009) = 0,574). Algo semelhante pode ser observado na Bahia: a Bahia como um todo e o urbano possuem um índice de Gini parecidos (G(BA_URBANO_2009) = 0,572, e G(BA_2009) = 0,574), ao passo que a concentração de renda entre as famílias baianas residentes no rural é de G(BA_RURAL_2009) = 0,473. Esse mesmo tipo de constatação foi feita por Hoffmann (2000), porém a comparação foi entre o Brasil urbano, rural e total. Assim, o autor chega a uma conclusão semelhante à apresentada pelo gráfico abaixo, qual seja, de que a desigualdade na área rural é um pouco menor do que na área urbana, e a desigualdade total é maior do que a área urbana e rural.

No que concerne às evoluções do índice de Gini de cada espaço, ao longo da série analisada, tanto o Brasil, quanto o Nordeste total e urbano, bem como a Bahia total, urbana e rural apresentaram tendências declinantes, com uma diminuição na desigualdade de renda num montante de G(BRASIL_2001) = 0,606 para G(BRASIL_2009) = 0,557 no Brasil, de G(NORDESTE_2001) = 0,624 para G(NORDESTE_2009) = 0,574 no Nordeste total, de G(URBANO_2001) = 0,620 para G(URBANO_2009) = 0,572 no Nordeste urbano, de G(BA_2001) = 0,632 para G(BA_2009) = 0,574 na Bahia total, de G(BA_URBANO_2001) = 0,628 para G(BA_URBANO_2009) = 0,572) na Bahia urbana, e de (BA_RURAL_2001) = 0,493 para G(BA_RURAL_2009) = 0,473) na Bahia rural.

Gráfico 3 – Gini total Fonte: Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra Domiciliar – PNAD (2001 a 2009). Elaboração dos autores. Com a finalidade de investigar mais detalhadamente a diferenciação de renda entre o rural e o urbano, a Tabela 6 mostra a decomposição de Oaxaca (1973) e Blinder (19973) para a Bahia no ano de 2009. Os resultados das estimativas apontam que apenas 33% das diferenças de renda entre a Bahia rural e urbana devem-se a características como gênero, anos de estudo, idade, raça, experiência, etc; enquanto que o diferencial de renda em relação aos coeficientes é de 0,442. Isso significa que, supondo que possuam as mesmas características, as famílias residentes no setor rural baiano deveriam ter retornos 67% maiores para alcançar o

6 Os resultados dos cálculos do índice de Gini para o Brasil, para o Nordeste total, urbano, rural foram feitos por Cavalcanti e Silva (2011).



mesmo nível de renda das famílias urbanas da Bahia. Resultados semelhantes são encontrados quando analisados os dois principais componentes da renda familiar. O exercício contrafactual para a Bahia rural e urbana, considerando apenas a participação da família no trabalho principal, mostra que 105% do diferencial de renda deve-se aos coeficientes, sendo os diferenciais oriundos das características estatisticamente não significativas. Vale salientar que esses resultados, se fossem interpretados a luz da literatura sobre desigualdade salarial entre gênero, teria como provável conclusão que há uma discriminação no mercado de trabalho para o sexo feminino. No entanto, o que se pode auferir é que há uma possível segmentação rural-urbana do mercado de trabalho, uma vez que chefes familiares com características idênticas, tendo como diferença apenas a região de residência (rural e urbano) possuem um hiato entre seus rendimentos, ou seja, o fator locacional urbano-rural, no caso da Bahia, ainda é um agravante na determinação das desigualdades de renda.

Com relação as APO, supondo retornos iguais, as famílias baianas residentes no setor urbano deveriam aumentar sua participação nas aposentadorias oficiais em 10% para obter os mesmos rendimentos. Esse resultado se valida na medida em que, como foi evidenciado anteriormente, as aposetadorias e pensões oficiais têm maiores participações no meio rural. No entanto, os diferencias dos retornos em favor das famílias urbanas são maiores (110%). Tabela 6 – Decomposição de Oaxaca para a Bahia em 2009

Variáveis Efeitos TODAS TRP APO

Interação 0.632*** 100% (0.010)

[0.612 a 0.652]

0.610*** 100% (0.015)

[0.580 a 0.639]

0.069*** 100% (0.011)

[0.587 a 0.631]

Características 0.210***

33% (0.026)

[0.159 a 0.262]

-0.033 -5%

(0.029) [-0.089 a 0.019]

-0.061** -10% (0.029)

[-0.117 a -0.004]

Coeficientes 0.422***

67% (0.022)

[0.379 a 0.465]

0.643*** 105% (0.033)

[0.597 a 0.707]

0.669*** 110% (0.025)

[0.620 a 0.719] Fonte: Elaboração dos autores com base nos microdados da PNAD de 2009. Notas: Erro-padrão entre parênteses obtido por bootstrap com 100 replicações. Intervalo de confiança entre colchetes com 95% de confiabilidade. `***` Estatisticamente significativo a 1%. `**` Estatisticamente significativo a 5%. `*` Estatisticamente significativo a 10%. ` ` Estatísticamente não significativo. Com base nos resultados até então apresentados, percebe-se, de forma geral, que a desigualdade de renda vem caindo de 2001 a 2009 na Bahia total, urbana e rural, ou seja, acompanham essa tendência brasileira, como observado por Barros et al. (2010), Hoffmann (2009) e Moreira et al. (2009). Quando observado o índice de entropia de Theil, constata-se que as diferenças entre os setores rural e urbano são elevadas, no entanto, as desigualdades de rendimento dentro de cada setor revelaram-se mais perversas, tornando-se importante investigar os componentes dessa renda familiar.

No tocante às fontes de renda, assim como observado por Silva e Lopes (2009), as aposentadorias e pensões são mais importantes para a Bahia rural, porém essa fonte de renda contribui para aumentar a desigualdade. Nesse sentido, Silva e Lopes (2009) atentam para a



questão do alcance desse benefício às famílias, principalmente, àquelas residentes no rural, e apesar dessa fonte de renda ser bastante difundida, não abrange a todos os possíveis beneficiados, o que justifica uma maior atenção para essa política de transferência pública. De todas as fontes de renda, o trabalho principal mostrou uma maior capacidade de reduzir a concentração de renda, no entanto, vem apresentando uma tendência de queda da sua participação em relação à renda familiar total, o que justificaria um maior direcionamento de políticas públicas voltadas ao mercado de trabalho.

Em relação a decomposição Oaxaca (1973) e Blinder (19973) o principal resultado

extraído deve-se ao fato da diferenciação de renda dever-se mais aos retornos das características de cada setor do que das próprias características. Resta, portanto, analisar a pobreza na Bahia total, urbana e rural.

A proporção de pobres compreende a razão entre o número de famílias pobres e o

número total de famílias. Essa proporção para o rural, urbano, e para a Bahia como um todo pode ser analisada no Gráfico 4. Esse gráfico, no geral, mostra que existem, proporcionalmente, mais famílias pobres no meio rural do que no urbano baiano, porém essa diferença vem diminuindo ao longo do tempo, com 38% das famílias rurais situadas abaixo da linha de pobreza em 2001 e 24% em 2009. Já para o urbano, essa porcentagem é de 38% de famílias urbanas pobres em 2001 e 19% em 2009.

Gráfico 4 – Proporção de pobres (P0) na Bahia total, urbana e rural de 2001 a 2009 Fonte: Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra Domiciliar (PNAD), 2001 a 2009. Elaboração dos autores. Com relação ao hiato de pobreza, o Gráfico 5 mostra o quanto as rendas médias das famílias pobres estão abaixo da linha de pobreza. Com base no referido gráfico, percebe-se que a Bahia rural é o espaço que apresenta o maior hiato de pobreza, seguido pela Bahia total, e pela Bahia urbana. O resultado mais importante do Gráfico 5 é a clara tendência de estreitamento do hiato de pobreza em todos os espaços, ao longo da série analisada, o que aponta para uma melhora da distribuição de renda entre os pobres. A severidade da pobreza, apresentada pelo Gráfico 6, confirma esses resultados.



Gráfico 5 – Hiato de Pobreza (P1) na Bahia total, urbana e rural de 2001 a 2009 Fonte: Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra Domiciliar – PNAD (2001 a 2009). Elaboração dos autores.

No sentido de complementar a análise da distribuição de renda entre pobres, a severidade da pobreza, representada no Gráfico 6, aponta para uma desigualdade maior na distribuição de renda entre as famílias pobres rurais do que entre as famílias pobres urbanas baianas, com um P2(BA URBANO_2009) = 0,052 e P2(BA RURAL _2009) = 0,067. Ressalta-se, ainda, que assim como o hiato de pobreza, o índice de severidade da pobreza vem diminuindo entre 2001 e 2009, o que mostra uma melhora nos indicadores da pobreza em todos os espaços analisados.

Gráfico 6 – Hiato Quadrado (P2) na Bahia total, urbana e rural de 2001 a 2009 Fonte: Microdados da Pesquisa Nacional por Amostra Domiciliar – PNAD (2001 a 2009). Elaboração dos autores

Nota-se, tendo em vista os resultados mostrados pelos indicadores de pobreza, que houve não só uma diminuição expressiva da proporção de pobres como também ocorreu um estreitamento entre a renda média das famílias pobres com a linha de pobreza e uma melhora na severidade da pobreza na Bahia rural, urbana e total. Porém esses valores mostram-se,



ainda, bastante elevados, o que corrobora com resultados de Lacerda et al (2010) e de Castro (2011).

Com relação à redução do nível de pobreza, Barros, Corseuil e Leite (2000) mostram

que este se deve, em grande parte, pelo mau funcionamento do mercado de trabalho. Amsberg et al. (2000), por sua vez, afirmam que apenas 13% dos gastos sociais, incluindo as pensões, atingem os pobres. Ainda com base nesses gastos, Barros e Foguel (2000) mostram que estas se encontram mal focalizadas, e que apenas 25% dos recursos públicos já direcionados à área social seriam suficientes para erradicar a pobreza no Brasil. Os autores acrescentam, ainda, que o que se gasta hoje configura de 3 a 4 vezes mais do que se necessita, logo, para eliminar a pobreza não é necessário elevar os gastos sociais, mas sim, concentrar-se numa melhoria da qualidade do gasto público.

4. Considerações finais

Por meio dos microdados da PNAD, pôde-se constatar que os resultados encontrados

estão de acordo com o que a literatura sobre o tema vem apontando, a saber: a desigualdade de renda vem caindo de 2001 a 2009 e que, apesar da tendência desconcentradora de renda apresentada na Bahia, esta disparidade de renda ainda permanece elevada, sendo tão maior quando compara-se a Bahia rural e urbana. Outro resultado importante deve-se à desigualdade de renda entre famílias do meio rural e urbano da Bahia, sendo a última mais concentrada, enquanto que a primeira é mais pobre.

O índice de entropia de Theil aponta para uma maior concentração dentro dos setores

rural e urbano do que entre esses setores, tornando-se importante estudar a composição da renda familiar. No tocante ao índice de Gini desagregado por fontes de renda, estes estão de acordo com trabalhos de Silva e Neder (2006) e Hoffmann (2009), na medida em que se afirma que as aposentadorias e pensões são mais importantes para o rural, no entanto, essa fonte de renda tem contribuído para elevar a concentração de rendimentos. O trabalho principal foi a fonte de renda que mais contribuiu para diminuir a desigualdade de renda familiar em todos os espaços analisados, entretanto, tem apresentado uma tendência descendente quanto a sua importância para a renda total familiar. Salienta-se que estudos como os de Barros, Henrique e Mendonça (2000) e Ferreira (2000) evidenciam a importância da educação no mercado de trabalho como mecanismo de desconcentrar renda e diminuir pobreza.

A decomposição de Oaxaca (1973) e Blinder (1973) mostra que as diferenças de renda

entre o rural e o urbano devem-se mais aos retornos do que as próprias características familiares (sexo, raça, anos de estudo, etc.). Esse resultado também é encontrado quando analisadas essas diferenças no trabalho principal, o que sugere uma possível existência de segmentação urbano-rural do mercado de trabalho baiano. No que concerne à pobreza, foi observado que houve uma diminuição tanto da proporção de pobres, quanto do hiato da pobreza e na severidade da pobreza (hiato quadrático) para a Bahia total, urbano e rural. Vale salientar que a pobreza foi mensurada via linha de pobreza calculada por Rocha (2006) e pelo índice de Forster-Greer-Thorbecke (FGT), 1984, e que esses resultados estão de acordo com Lacerda et al (2010) e de Castro (2011).

Essa diminuição da pobreza, juntamente com uma renda menos concentrada e com o

aumento da renda média familiar de 2001 a 2009, aponta para uma melhora na desigualdade



de rendimento familiar na Bahia e, principalmente, quando desagrega-se nos setores rural e urbano, porém, os resultados obtidos neste estudo deixam claro que os níveis de desigualdade e de pobreza na Bahia rural e urbana ainda permanecem elevados, tendo o trabalho principal como a principal fonte de renda capaz de atenuar as concentrações de rendimentos. REFERÊNCIAS AMSBERG, Joachim Von.; LANJOUW, Peter; NEAD, Kimberly. A focalização do gasto social sobre a pobreza no Brasil. In: HENRIQUES, Ricardo (Org.). Desigualdade e pobreza no Brasil. Rio de Janeiro: IPEA, 2000. AZZONI, Carlos; MENEZES-FILHO, Naércio; MENEZES, Tatiane; NETO, Raul Silveira. Geografia e Convergência da renda entre os estados brasileiros. In: HENRIQUES, Ricardo (Org.). Desigualdade e pobreza no Brasil. Rio de Janeiro: IPEA, 2000. BAPTISTA, Creomar. Bahia- pobreza e renda nos anos 90. Disponível em: <www.reocities.com/stratpoj/pobreza.pdf>. Acesso: Dezembro 2011. BARROS, Ricardo Paes de. CARVALHO, Mirela de. FRANCO, Samuel. MENDONÇA, Rosane. Determinantes da Queda na Desigualdade de Renda no Brasil. Rio de Janeiro: IPEA, 2010. (Texto para discussão, n. 1460). BARROS, R.; FOGUEL, M. N. Focalização dos gastos públicos sociais e erradicação da pobreza no Brasil. In: HENRIQUES, Ricardo (Org.). Desigualdade e pobreza no Brasil. Rio de Janeiro: IPEA, 2000. BARROS, R.; HENRIQUES, R.; MENDONÇA, R. Pelo fim das décadas perdidas: educação e desenvolvimento sustentado no Brasil. In: HENRIQUES, Ricardo (Org.). Desigualdade e pobreza no Brasil. Rio de Janeiro: IPEA, 2000. BARROS, Ricardo Paes de; CORSEUIL, Carlos Henrique; LEITE, Philippe G. Mercado de trabalho e pobreza no Brasil. In: HENRIQUES, Ricardo (Org.). Desigualdade e pobreza no Brasil. Rio de Janeiro: IPEA, 2000. CARVALHO, Cícero Péricles de Oliveira. Nordeste: sinais de um novo padrão de crescimento. ANPEC, encontro de 2008. Disponível em: <http://www.anpec.org.br/encontro2008/artigos/200807211223330-.pdf>. Acesso em: 26 fev. 2012.

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