Distribuição de renda e mobilidade social : a experiência brasileira

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VIRGluo HORÁCIO SAMUEL GIBBON

Doutor em Economia

pela Escola de Pós-GradulIÇlo em Economia

da FundllÇlo Getulio Vargas

DISTRIBUIÇÃO DE RENDA

E MOBILIDADE SOCIAL:

A EXPERIENCIA BRASILEIRA

FGV - Instituto de Documentação Editora da Fundação Getulio Vargas

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CP 9.052-20.000 Rio de Janeiro - Brasil

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I ~ edição - 1979

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Coordenação editorial: Washington Serdeira Garcia Supervisão de produção: Helio Lourenço Netto Supervisão de editoração: Maria Regina de Lima Renzo

('apa: L~on AIgamis Composição: ('ompósita LIda. Impressão: ('ia. Brasileira de Artes Gráficas

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Gibbor., Virgl1io Horácio Samuel.

Distribuição de renda e mobilidade social : a experiência brasileira í Virgl1io Gibbon_ - Rio de Janeiro: Fundação Getulio Vargas, 1979.

VIIl. 104 p. : tab.

-Originalmente apresentado como tese de Doutorado a Escola de Pós-Graduação em Economia da Fundação Getulio Vargas.

Bibliografia: p.

I. Renda - Distribuição - Brasil. 2_ Mobilidade social - Brasil. L Fundação Getulio Vargas_ lI. Título_

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AGRADECIMENTOS

Na elaboração deste estudo, 'foi decisivo o apoio do Prof. Carlos Geraldo Langoni, não apenas por suas inúmeras sugestões e críticas, como também pela influência que seus trabalhos sobre distribuição de renda no Brasil tiveram na escolha ·do tema. Além de sua ajuda, em termos acadêmicos, a amizade que marcou nosso relacionamento, nestes anos de EPGE, .de,ixou um saldo afetivo di-ficilmente quantificável e que espero um dia retribuir.

Agradeço também, de forma especial, ao ProL Arnold C. Harberger, da Universidade de Chlcago, cuj a longa experiência em trabalhos empíricos, aliada a um profundo conhecimento de teoria econômica, em muito ajudou nas soluções metodológicas apresen-tadas aqui.

Desejo expressar ainda meus agradecimentos aos Profs. José Júlio Senna e Cláudio Haddad, pela paciente leitura das versões preliminares, bem como por suas oportunas sugestões.

Agradeço ao SESC, pelo apoio fmanceiro concedido, e tam· bém ao Ministério da Fazenda e ao Serpro pelo acesso e processa· mento das informações utilizadas na pesquisa. ."

A José Carlos Cortês, Heloísa Borges. Guim es, Tania Gon-çalves Dias, Sylvia Figueira de -Mello e oféua~ osa de Barros, que me auxiliaram com paciência infinita, meus ag decimentos.

Este trabalho, entretanto, não teria sido re ado sem a aju-da invisível, e por isso mesmo valiosa, de Pédro, ka e Lena, de quem roubei inúmeros momentos de carinho, qu representam o maior custo destas páginas. A eles, a minhavetéTnr'gratidão.

E, frnalmente, ofereço esta tese a meu pai, cuja memória sempre norteia todos os meus atos. Seu exemplo, sua confiança e compreensão de minhas falhas foram sempre muito mais do que um estímulo. Ele era a própria razão de meu esforço e, sua ale-gria, minha maior recompensa. Este trabalho é, sem dúvida, uma realização menor, perto dos ensinamentos que ele soube deixar.

Desnecessário dizer que os erros e omissões são da exclusiva responsabilidade do auto·r.

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SUMÁRIO

.\grad~':lmcnlOs J.

I. A distribuição de rcnda em 1970 e 1975 1.1 Introdução 1

1.2 Descrição dos dados e definição das classes de renda 11 I J A distribuição de renda em 1970 e 1975 15

2. Mobilidade entre classes de renda: abordagem preliminar :!7 2.1 Introdução :!7

2.2 Descrição metodológica :!8

2.3 Matriz de transição: resultados empíricos 31

2.4 Matriz de procedência: resul tados empíricos 3fl 2.5 Mobilidade por regiões 38

3. Mobilidade entre ciasses de renda: a matriz de probabilidade de transição expandida 53

3.1 Introdução 53

3.2 Descrição metodológica e resultados empíricos 53 4. Mobilidade entre classes de renda: a matm de probabilidad~ d~

procedência expandida 71

4.1 Introdução 71

4.2 Descrição metodológica e resultados emplrlcos ." 4.3 A matriz de procedência relativa expandida ~s 4.4 Absorção damão·de·obra por classes d~ r~nda .'C 5. Resumo e conclusões SI)

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l. A DISTRIBUIÇÃO DE RENDA EM 1970 E 1975

1.1 Introdução

1.1.1 Distribuição de renda na década de 60 e evidências mais re-centes

A evidência empírica sobre o comportamento da distribuição de renda em diversos países indica que é razoável esperar·se um aumento do grau de desigualdade nos estágios iniciais do processo de desenvolvimento econômico, como resultado de um conjunto de forças dinâmicas inerentes ao próprio funcionamento de uma economia de mercado. Por outro lado, não apenas a teoria, mas também a própria experiência de países atualmente desenvolvidos, indicam que este mesmo conjunto de forças, atuando sobre os preços e os retornos relativos, se encarrega de deflagrar mecanis-mos redistributivos ao longo do tempo, que dissipam paulatina-mente os efeitos concentradores iniciais. 1

A economia brasileira, na segunda metade da década de 60, passou a apresentar elevadas taxas de crescimento do produto e, a partir desse período, aumentou também o interesse sobre estudos de distribuição de renda com a finalidade de averiguar-se em que medida o desenvolvimento econômico estaria promovendo, simulta-neamente, o desenvolvimento social.

Usando uma amostra abrangendo 1,27% do censo demográfi-co para os anos de 1960 e 1970, Langoni (1973), trabalhando com dados de rendas individuais, obteve resultados que apontaram para um inequívoco aumento do grau de desigualdade ao longo da década. Com efeito, todos os grupos, exceto o decil superior, apresentaram perdas de participação relativa na renda. O decil su-perior aumentou sua participação de 39,66% para 47,79. Entretan-to, vale a pena observar que, para todos os grupos, ocorreram ele-vações de renda real, sendo que as maiores taxas de crescimento se verificaram para os extremos da distnbuição.

Estatísticas agregadas de desigualdade também revelaram au-mento de concentração, com o índice de Gini crescendo 13,70%, o índice de Theil 37,09 e a variância dos logaritmos 29,37.

Quebrando a análise por setores urbanos (secundário e terciá-rio) e rural, Langoni observou que a renda real apresentou cresci-mento em ambos, mas que o aucresci-mento da desigualdade ocorreu

1 Evidência internacional desta afumação foi apresentada por Kuznets

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apenas no setor urbano, exatamente aquele em que a taxa de cres-cimento da renda média foi mais elevada (42,13% em contraste com 14,04 no setor primário). Na verdade, não lhe foi possível detectar um aumento inequívoco de âesigualdade no setor primá-rio, uma vez que as curvas de l.orenz estimadas para os dois pe-ríodos da análise se cruzaram.

O arcabouço teórico apresentado por Langoni para explicar o aumento de desigualdade observado se fundamenta na considera-ção de que o desenvolvimento econômico é um processo de dese-quilíbrio, caracterizado por uma contínua transformação dos seto-res tradicionais em setoseto-res modernos. Esse desequilíbrio, que se exacerba em fases de crescimento acelerado, faz com que a de-manda de novos fatores se desloque sobre uma oferta relativamen-te inelástica a curto e médio prazos, cuja conseqüência é o apare-cimento de

quasi-rents,

tanto para o capital humano como para o capital físico.

Parte desses ganhos excedentes pode ser negativa, especial-mente os associados ao capital físico, em setores que apresentam perda de importância relativa. Porém, eles assumem magnitude ex-tremamente relevante no que diz respeito aos contingentes de

mã~de-obra especializada.

Essa tendência é reforçada na medida em que existam subs-tanciais desequilíbrios no processo de crescimento, onde os setores modernos se mostram mais capazes de absorver, com mais intensi-dade, inovações tecnológicas. Assim sendo, por existir um elevado grau de complementaridade entre qualificação e capital físico mo-derno, o impacto dos diferenciais de salário entre mã~e-obra

qualificada e não-qualificada será tanto maior quanto mais elevada for a concentraçlo do crescimento nos setores modernos_

Ainda segundo Langoni, a relação entre os

quasi-rents

oriun-dos do capital físico e a distribuição pessoal da renda é mais complexa. De fato, os ganhos extras assumem inicialmente a for-ma de lucros adicionais realizados por empresas que se benefi-ciaram das novas oportunidades de investimento e dos ganhos de produtividade associados à incorporação de novos fatores. A primeira pergunta relevante, portanto, seria: que parcela desses lucros será reinvestida? A resposta, certamente, dependerá das ex-pectativas de retomo dos novos investimentos que, em última ins-tância, são função das oportunidades alternativas de inversão.

Se em uma economia existem expectativas de que as taxas de crescimento do produto deverão manter-se elevadas ao longo do tempo, haverá uma tendência de retenção dos lucros por parte das empresas, o que significa que parte dos ganhos será capitaliza-da e, conseqüentemente, reinvesticapitaliza-da. Uma fração dos benefícios

rá transferida para o capital humano em virtude do aumento na demanda de mão-de-obra especializada, para fazer face às necessi-dades oriundas dos novos investimentos.

No que diz respeito à distribuição dos lucros, tudo depende-rá da propriedade dos ativos físicos. De qualquer forma, é verda~e

que uma fração dos quasi-rents decorrente da posse de capital físi-co assumirá a forma de ganhos de capital não-realizados, ao invés de renda convencional, o que afeta primeiramente a distribuição da riqueza, e não da renda. Evidentemente, um aumento na rique-za leva a um aumento futuro dos fluxos de renda.

Na verdade, a questão sobre qual tipo de renda contribui mais para o aumento da desigualdade durante a fase inicial de crescimento acelerado é muito mais empírica do que teórica. Com efeito, apesar de, em determinado ponto do tempo, a desigualdade da renda do capital ser maior do que a da renda do trabalho,2 não há razão teórica para supor-se que, ao "longo do tempo", a contribuição da renda do capital físico para o aumento· da desi-gualdade global seja, necessariamente, maior do que a contribuição de renda do trabalho.

Independentemente da contribuição relativa que cada parte de renda possa dar para a desigualdade global, permanece a idéia básica de que é razoável esperar-se um aumento -de concentração da ren-da pessoal nos estágios iniciais do desenvolvimento econômico, quando as taxas de crescimento são elevadas mas os níveis de ren· da são ainda relativamente baixos.

Segundo Carlos Geraldo Langoni, a transitoriedade do au-mento da desigualdade de renda depende ainda de características básicas de cada economia, dentre as quais podemos citar a taxa de crescimento da população, a extensão territorial do País (que ten-de a apresentar correlação positiva com a probabilidaten-de ten-de surgi-mento de desequilíbrios regionais e setoriais), o tamanho e a com-posição inicial do estoque de capital humano, as condições e as características da oferta de tecnologia (que em vários países em vias de desenvolvimento é reflexo da alocação setorial dos investi-mentos estrangeiros),3 o nível de competição no mercado de capi-tais, o grau de mobilidade tanto do capital físico como do huma-no e, fmalmente, a magnitude da própria taxa de crescimento glo-bal da economia.

2 No caso brasileiro, em 1970, estimativas com base em dados do imposto de renda, feitas por Langoni, indicavam que o índice de Gini para salários era 47%, contra 78 do Gini para lucros.

3 De fato, nos investimentos estrangeiros, além das técnicas de produção, grande parte da importação de tecnologia vem embutida em novos

equipa-mentos.

No caso brasileiro, muitos desses fatores agem simultanea-mente no sentido de agravar a distribuição. Com a finalidade de mensurar a importância relativa das forças que determinaram a va-riância das rendas no período de 1960 a 1970, Langoni, no traba-lho citado anteriormente, estimou regressões que consideravam co-mo variável dependente o logaritco-mo da renda, cujo comportamen-to deveria ser explicado por um conjuncomportamen-to de variáveis dummies re-presentando educação, idade,· sexo, setor de atividade e região, bem como uma proxy para captar o efeito dos diferenciais de acesso à propriedade.

Um dos principais resultados obtidos foi a contribuição mar-ginal da variável educação tanto para 1960 como para 1970. Esse comportamento da variável educação revdou-se mais intenso nos setores e regiões mais dinâmicos, evidenciando a importância da teoria do capital humano na explicação das disparidades de renda num contexto de mercado de trabalho em desenvolvimento.

O trabalho de Langoni foi, sem dúvida, uma das peças fun-damentais na discussão sobre distribuição de renda no Brasil. Po-rém, em virtude do período coberto por sua análise, muitas das razões teóricas por ele levantadas para explicar o aumento de desi-gualdade, bem como as forças redistributivas que a teoria sugeria para um período mais longo, não puderam ser comprovadas empi-ricamente, ficando tal tarefa para trabalhos posteriores.

Um desses trabalhos é o de Morley (1975), que, trabalhando com dados da Pesquisa Nacional por Amostra de DomiCIlio -Pnad, realizada pela Fundação IBGE para os anos de 1968 e 1973, e com dados obtidos da Lei dos dois terços, confirma a idéia de desequilíbrios no mercado de trabalho ao longo do perío-do de rápiperío-do crescimento que atravessou a economia brasileira.

Segundo suas conclusões, o níveJdeemprego se comportou de forma satisfatória, pois não apenas os novos participarites da força de trabalho, como também o contingêirte de mão-de-obra que abandonou, no período, o setor agrícola, foram absorvidos em novos empregos no setor urbano, já que não foi observado aumen-to significativo dos níveis de desemprego ou subemprego.

O mercado de trabalho apresentou-se capaz de absorver satis-fatoriamente a mão-de-obra disponível, permitindo, inclusive, maior participação de mulheres na força de trabalho. Essa última evidên-cia, na verdade, poderia ter interpretação distinta na medida em que as m.ulheres e até mesmo os jovens fossem obrigados a traba-lhar como forma de complementar a renda familiar, reduzida pela diminuição dos salários reais dos trabalhadores não-qualificados. De fato, aumentos de participação no mercado 'de trabalho podem re-sultar de duas situações completamente distintas. Na primeira, que

Morley denominou puIl model, o emprego se expandiria em

virtu-de do virtu-deslocamento da virtu-demanda virtu-de mão-virtu-de-obra, ou, mais formal-mente, por um deslocamento da curva de demanda de trabalho, ao longo da curva de oferta de mlo-de-obra_

Na segunda, denominada push model, a oferta se deslocaria

mais intensamente do que a demanda, causando declínio nos salá-rios dos chefes de familia, o que forçaria a maior participação de esposas e filhos na força de trabalho. Esse fenômeno poderia ser reforçado pela abundância de mão-de-obra de baixa qualificação oriunda das migrações rurais urbanas.

A evidência encontrada por Modey, entretanto, indica que, no caso brasileiro, a explicação mais plausível parece ser a do puU modelo Com efeito, as taxas de desemprego caíram durante os

anos de rápido crescimento, os salários médios aumentaram e, além disso, a taxa de participação dos jovens, principalmente do sexo masculino, também caiu durante o período observado.

A redução na taxa de participação de jovens na força de tra-,alho é, segundo Modey, um efeito do processo de lurbanização." Em 1968, 40% dos empregados entre 14 e 20 anos trabalhav~

sem remuneração para' a própria família, principalmente na agricul-tura. Porém, apenas 16% dos novos empregos criados naquela fai-xa etária, entre 1968 e 1973, eram não-remunerados. Três quartos dos novos empregos para jovens eram assalariados, . embora apenas 54% dos jovens trabalhadores recebessem salários em 1968. Com essa evidência, Modey concluiu que os jovens não foram forçados a ingressar no mercado de trabalho como forma de complementar rendas reais familiares decrescentes; pelo contrário, parte deles per-maneceu fora do mercado de trabalho, possivelmente freqüentando escolas, ou se deslocou de empregos agrícolas não-remunerados pa-ra tpa-rabalhos assalariados no setor urbano, o que significa um ga-nho não apenas para eles, como também para suas faml1ias.s

Os dados sobre salários da Pnad também dão suporte empíri-co ã hipótese do pull model, defendida por Morley. Com efeito, a

proporção da força de trabalho no Brasil que recebia menos do que o salário mínimo diminuiu durante o período de 1968-73 de 58,7% para 54,2.6

Segundo o autor, a causa principal desta queda é a redução, em termos relativos e absolutos, do número de pessoas que traba-lhavam com suas próprias faml1ias sem remuneração. Esta catego-ria de trabalho é fundamentalmente composta por trabalhadores

.. Veja Morley (1975). p. 21.

s Id. ibid. o P. -cito p. 21.

6 li . • id. p. 24, tabela 9. Segundo os últimos dados da Pnad, esse percen-tual ter-se-ia reduzido para 37,5% em 1976.

rurais e, portanto, o seu declínio reflete a redução das participa-ções dos jovens e a transferência da mulher de atividades não-remuneradas junto à farnflia para empregos assalariados, em uma economia urbana. Este resultado positivo esconde algumas discre-pâncias regionais devidas, sobretudo, a diferentes taxas de cresci-mento dos setores primário e urbano nas diversas regiões.

Morley, trabalhando com dados da Lei dos dois terços -que cobrem apenas trabalhadores assalariados com mais de. 14 anos no mercado de trabalho, desconsiderando os trabalhadores in-dependentes e a m~de-obra agrícola - obteve resultados para a distribuição de salários no Brasil nos períodos de 1969-73, que mostram que, no período analisado, ocorreu uma significativa am-pliação da estrutura de salários, paralelamente a um aumento no riível de desigualdade de sua distribuição. Os novos empregos cria-dos, segundo Morley,' foram em sua maioria absorvedores de mão-de-obra qualificada, em virtude do rápido crescimento dos se-tores dinâmicos durante a fase de crescimento acelerado. Este fa-to, entretanfa-to, parece constituir-se numa das principais causas do aumento das disparidades de renda e da ampliação da estrutura sa-larial.

As curvas de Lorenz, traçadas com os dados da Lei dos dois terços utilizados por Morley, apresentam um deslocamento para baixo, o que significa um aumento nos níveis de desigualdade e, conseqüentemente, poderia ser interpretado como uma piora, em termos de bem-estar social. Entretanto, a interpretação de Morley quanto a essa evidência é bem diferente. Segundo ele, o movimen-to para baixo na curva de Lorenz, no caso brasileiro, é o resulta-do resulta-do sucesso da economia em criar novos e bons empregos, cuja interpretação em termos de bem-estar não é simples.

Segundo o autor, o objetivo de uma boa política de desen-volvimento deve ser, certamente, a criação de novos empregos bem remunerados. Porém, as medidas agregadas de concentração de ren-da parecem não concorren-dar com essa política, pois quando ela é praticada, como no caso brasileiro, ocorre um aumento no grau de desigualdade.

Em suas cooclusões, Morley aflIma que a economia brasileira conseguiu criar com sucesso um grande número de empregos de . boa remuneração, embora os benefícios de tal evento não tenham atingido, de forma proporcional, os indivíduos das diferentes clas-ses de renda.

Portanto, a evidência empírica apresentada parece conflImar uma das teses apresentadas por Langoni, segundo a qual o

cresci-, Mor1ey. op. cito p. 30.

mento desequilibrado dos setores produtivos, com taxas mais ele-vadas nos setores modernos, absorvedores de novas tecnologias, constituiu, peio aumento da demanda de mão-de-obra qualificada, um dos fatores principais da concentração de renda numa econo-mia com reduzido estoque de capital humano.

Em recente trabalho apresentado como tese de doutorado, Roberto Castello Branc08 analisou também o comportamento do mercado de trabalho brasileiro durante a fase de aceleração do crescimento econômico, compreendida entre fms da década de 60 e o início da atual.

A concepção básica apresentada foi, mais uma vez, a da existência no Brasil de um mercado de trabalho dinâmico, cujos desequihbrios entre oferta e demanda, pelos diversos tipos de mão-de-obra, estão intimamente associados ao processo de cresci-mento.

No capítulo I de seu trabalho, Castello Branco apresenta a composição do emprego no setor urbano por subsetores, as taxas médias de crescimento de emprego, os níveis salariais reais, as rela-ções entre os salários médios e mínimos, por subsetores, bem co-rno as taxas médias de crescimento anual dos salários reais.

O autor charria a atenção para o fato de que, mesmo nessa apresentação simplificada do comportamento do mercado de traba-lho urbano, entre os anos de 1969 e 1973, pode-se perceber a ex-tensão dos benefícios produzidos pelo crescimento econômico. Com efeito, tanto o nível de emprego como o dos salários reais expandiram-se a taxas médias anuais extremamente altas, da ordem de aproximadamente 11%, o que confrrma a hipótese do pull mo-dei defendida por Morley (1975). Outro aspecto importante revela-do é a evolução distinta revela-dos salários e revela-do emprego entre os dife-rentes subsetores urbanos demonstrando a existência de tendências desequilibrantes diagnosticadas, como vimos, em trabalhos anterio-res.

No capítulo 2 de sua tese, Castel10 Branco estimou dois mo· delos de eamings para explicar as diferenças individuais de remu· neração em 1969 e 1973 entre os empregados do setor urbano.9 Análise semelhante havia sido desenvolvida anteriormente por Sen-na (l975). Em seu trabalho, Castello Branco estuda, de forma

de-8 Castello Branco, Roberto da Cunha. Crescimento acelerado e o mercado de trabalho: a experiência brasileira. Tese de doutorado. Rio de Janeiro, EPGE/FGV. 1977.

9 O modelo de earnings ou "função salário" foi desenvolvido por Mincer (974). Nesse modelo, os diferenciais de salário são explicados por um con-junto de variáveis como educação formal, experiência no trabalho etc., e permite estimar as taxas de retorno de investimento em capital humano.

sagregada, 28 subsetores. Na versão mais simples da fWlção salário, as variáveis nível de escolaridade e tempo de experiência total no

mercado de trabalho explicam 39% em 1969 e 41 % em 1973 da

va-riância observada dos salários-hora entre os membros da força de trabalho urbana. Subsetorialmente, esses percentuais de explicação oscilam entre um máximo de 52%, no sub setor da energia elétrica, e um mínimo de 14% no sub setor gráfico. Na maioria das estima-tivas, o coeficiente da variável escolaridade, que constitui uma ta-xa de retomo aos investimentos em educação formal, é o de maior magnitude e significância entre as variáveis explicativas.

Um resultado extremamente importante encontrado por Cas-tello Branco é a redução da dispersão das taxas de retomo em educação entre 1969 e 1973, o que pode ser interpretado como uma conseqüência dos mecanismos de correção dos desequihbrios incorporados no funcionamento das forças de mercado.

Apesar da redução da dispersão na magnitude das taxas de retomo, ocorreu também uma elevação de seu nível médio, pas-sando de 13,7% em 1969 para 15,1% em 1973, o que denota a persistência de uma situação de escassez relativa de mão-de~bra

qualificada. Vale salientar que Senna (1975) havia estimado uma

taxa de retomo média de 14,26% em 1970, o que é perfeitamente compatível com os resultados encontrados por Casteno Branco.

Uma evidência ainda mais flagrante dessa afrrmação é o fato de as taxas de crescimento dos salários reais, no período analisa-do, se apresentarem crescentes com o nível de educação formal. Com efeito, os indivíduos com curso superior tiveram seus salários mensais, em termos reais, aumentados a uma taxa média anual de 14%, enquanto os rendimentos dos que tinham primário completo cresceram em 7% ao ano_

O compdrtamento dos salários reais dos analfabetos consti-tuiu exceção, dado que cresceram à taxa média de 9%, igual à obtida pelos que possuíam o curso ginasial. Tal fato, entretanto, pode estar refletindo não só a intensidade da expansão da deman-da derivademan-da global de mão-de~bra, mas também o surgimento de alguma escassez transitória na oferta de mão-de-obra não-qualifica-da, em virtude de uma maior procura em setores específicos, co-mo vez por outra ocorre na construção civil e na agricultura.

Castello Branco agregou ainda os 28 subsetores em apenas 3 grandes segmentos, sendo o primeiro composto pelos subsetores mais dinâmicos e que registram maiores graus de concentração in-dustrial. Em contraste, foram reunidos em outro segmento os sub-setores tradicionais, caracterizados como os que crescem mais len-tamente, não sofrem mudanças tecnológicas intensas e que, no ca-so brasileiro, parecem ser mais competitivos, uma vez que é

vamente menor a concentração industri8l. E, fmalmente, roi com-posto um segmento intermediário, pela agregaçã'o de subsetores que têm apresentado rápido crescimento, mas se caracterizam por um menor grau tanto de concentraçã'o como de adoção de novas tecnologias.

Considerando esses três segmentos, a taxa média anual de crescimento dos salários mensais no setor mais moderno fã de 12,5% contra 9,5% dl'\ tradicional. Da mesma forma, o nível médio de escolaridade da força de trabalho empregada no primeiro é de sete anos,. enquanto no último é de apenas quatro.

Considerando ainda esses três segmentos agregados, as variá-veis associadas ao capital humano explicam maiores parcelas da va-riância dos rendimentos quando passamos do setor tradicional (26%) para o mais moderno (56%). O impacto da escolaridade s0-bre os salários e sua contnbuição marginal são também sistemati-camente maiores nestes setores.

Tais ,resultados confnmam que, num ambiente econômico mais dinâmico e softsticado, os investimentos em capital humano e, em especial, os investimentos em educação formal se tomam os principais determinantes da -produtividade dos ·indivíduos e, conse-qüentemente, de sua remuneração.

Finalmente, dentre os resultados encontrados por Castello Branco, vale a pena salientar os efeitos detectados na mobilidade entre empregos sobre o comportamento dos salários. Os resultados obtidos demonstram que o aumento de nível salarial devido à mo-bilidade é tanto maior qu.anto mais dinâmico for o mercado de trabalho. Aliás, os aspectos dinâmicos do processo de desenvolvi-mento ecooômico são exatamente os mais difíceis de serem detec-tados em amostras de

cross-section

tradicionais. No seu trabalho, Castello Branco chama a atenção para o fato de que, embora a distribuiçã'o dos salários tenha-se tornado bem mais desigual, na medida em que a variância dos logaritmos da renda tenha-se eleva· :lo em 27% entre 1969-73, tal fato tem pouca relevância em termos de bem-estar social, diante dos benefícios gerados pelo crescimento econpmico!O De fato, a variância logarítmica, bem como as demais medidas tradicionais de desigualdadesã'o inadequa-das para servirem como base de inferência a respeito de variações no nível de bem-estar da sociedade numa economia em crescimen-to. Por serem medidas estáticas, elas são incapazes de registrar a mobilidade econômica e social dos indivíduos, fruto do processo de desenvolvimento econômico.

10 Veja Castello Branco (1977). p. 236.

A preocupação com

os

aspectos dinâmicos do desenvolvimen-to econômico e seu impacdesenvolvimen-to sobre a distnbuição de renda parece, patanto, ser a tônica que deveria nortear as novas pesquisas sobre o assunto.

Gary Fields (1977), reexaminando os estudos sobre distribui-ção de renda no Brasil, na década de 60, aruma que a pergunta fundamental que se deve sempre procurar responder é: "Quem (classificados por classes de renda ou qualquer outro critério so-cioeconômico) recebe que parte dos frutos do crescimento econô-mico? "

Segundo Fields, a forma ideal para se responder a essa per-gunta seria acompanhar o mesmo conjunto de indivíduos ao longo do tempo para se poder ver como suas rendas variam, e como es-sas variações se relacionam com sua renda inicial. Ele lamenta, en-tretanto, a inexistência desse tipo de informação para o .Brasil, que serviria para medir com mais precisão o grau de mobilidade dos indivíduos entre as diversas classes de renda.

O objetivo deste trabalho é exatamente preencher esta

la-cuna dos estudos de distribuição de renda no Brasil.

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Os objetivos diz pesquisa

Os dad'ls do imposto de renda das pessoas físicas permitem, por meio do número do CPF, a seleção de amostras ao longo do tempo cootendo os mesmos indivíduos. Portanto, além do estudo da distribuição de renda, torna-se possível também construir matri-zes de mobilidade que dão uma idéia mais precisa dos deslocamen-tos individuais através das classes de renda, bem como distinguir o fenômeno de mobilidade do de absorção dos novos contingentes de mã~de-obra no mercado de trabalho.

No presente estudo, analisamos no capítulo I a distribuição de renda em 1970 e 1975 para duas amostras distintas: uma, con-tendo todos os indivíduos com rendimentos acima do nível de isenção em 1970 e 1975, e outra, em que são considerados apenas os mesmos indivíduos.

No capítulo 2, será desenvolvido um estudo de mobilidade entre classes de renda mediante a construção de matrizes de pro-babilidade de transição e matrizes de procedência, para o Brasil como um todo, bem como uma análise desagregada a nível regio-nal.

Como veremos mais adiante, a construção da matriz de pro-babilidade de transição, a partir de dados do imposto de renda, traz embutido um viés no sentido de superestimar a mobilidade positiva nas classes mais baixas. No capítulo 3, desenvolvemos uma

metodologia que nos permitiu estimar uma matriz de probabilidade de transição expandida que revela a mobilidade negativa dos indivíduos das classes de renda mais baixas.

As matrizes de procedência, também em virtude dos dados utili-zados, apresentam um viés no sentido de s~bestimar as probabilidades de procedência inferior. No capítulo 4 desenvolvemos uma metodolo-gia para superar este problema que, como subproduto, nos possibilitou também ~parar os fenômenos de mobilidade e de absorção de novos. contingentes de mão-de-obra.

Finalmente, apresentamos no capítulo 5 o r~mo dos resulta-dos, bem como alguns comentários fmais acerca de suas implicações no debate sobre distribuição de renda no Brasil.

1.2 Descrição dos dados e dermição das classes de renda

Os dados utilizados referem-se ao rendimento bruto anual indivi-dual, constante das declarações do imposto de renda de pessoa física para os anos de 1970

é

1975.

A primeira preocupação foi, em virtude da mudança nos níveis de isenção ·em 1975, definir a amostra paia 1970 de forma que o limite inferior da primeira classe naquele ano, inflacionado, correspon-desse ao limite inferior da primeira classe de 1975, estipulado pelo nível legal de isenção.11 Isto foi feito para evitar comparações de amostras geradas a partir de critérios distintos.

O deflator usado foi o índice de custo de vida do Estado do Rio de Janeiro que, no período 1970-75, aCusou variaçlo de 159,66%.12 Assim, o limite inferio~ da erimeira classe, para 1970, foi fixado em

1i Os limites de isenção do imposto de renda têm e.wluído a taxas superiores às do custo de vida. Por esse motivo, em estudos de distribuição de renda que utilizem dados provenientes da declaração de rendimento, é necessário uniformi-zar os limites inferiores de renda, em termos reais. Sem essa providência, ao def"mirmos as classes de renda equivalentes nos dois períodos, teríamos distor-ções significatiyas nas freqüências das classes inferiores, pois estaríamos compa-rando amOstras de abrangência distintas. O limite de isenção- em 1970 era de CtS 5.040,00 e, em 1975, de QS 26 mil Ou seja, apresentou um crescimento de 415%, contra 159,7% do índice de custo de vida.

12 Vale a, pena ressaltar que utilizamos os índices ofICiais de custos de vida

_ para o Rio de Janeiro calculados peJa Fundação Getulio Vargas. Durante o período coberto pela análise, este índice, em virtude de problemas ~ controle de preços e de sua própria composição, pode ter subestimado a inflação, o que afetaria a def"mição de equivalência das classes de renda. Esta distorção, pela

metodologia utilizada, não afetou a determinação dos limites das classes de renda em 1975, porém fez com que os limites em 1970 se situassem acima dos níveis corretos. As implicações deste procedimento sobre as medidas de mobili-dade serão analisadas no sepndo capítulo.

Cr$ 10.012,0013 _{por ano que, inflacionado. corresponde a Cr$ 26}

mil anuais, valor correspon dente ao limite de isenção para 1975.

Como tínhamos por objetivo analisar não apenas a distribuição das rendas em 1970 e 75. mas também o grau de mobilidade dos indivíduos entre as diversas classes ao longo desse período. as classes de renda, naqueles anos. foram geradas segundo dois conceitos distin-tos de equivalência: níveis de renda real absoluta e relativa. O primeiro foi obtido a partir da geração de classes de renda para 1975. simples-mente inflacionando os limites das classes de 1970. O segundo, além da taxa de inflação, considerou também o crescimento da renda per

capita no período (48,178%). Portanto, a diferença entre os limites

das classes entre 1970 e 75, neste conceito de equivalência, é de 284,8%.

A fim de simplificar os procedimentos de computação usamos um artifício que nos permitiu obter, para 1975, os dois conceitos de classe de renda equivalentes, ao mesmo tempo. Este artifício consistiu em usar, como fator determinante da amplitude das classes de renda,a taxa de crescimento da renda real per capita observada no período 1970-7 5. Assim, chamando de y o limite inferior da primeira classe de

renda para 1970, de r l! a taxa de variação no custo de vida, e de r r a taxa de crescimento da renda real per capita. criamos oito classes de renda da forma descrita no diagrama da p. 13.

Ao tomarmos as classes na direção (a), vemos que a diferença entre os limites é apenas o fator (l

+

r p)' ou seja, os limites das classes de 1975 são apenas os limites das classes de 1970 inflacionados. Ao casarmos, porém, as classes na direção (b), vemos que a diferença entre os limites dos dois anos, além da taxa de inflação, leva também em consideração a taxa de crescimento da renda per capita. Portanto, temos oito classes para 1970 e nove para 1975, sendo as duaf> últimas abertas. Dependendo da forma como casarmos as classes, teremos dois conceitos de classes de renda equivalentes anteriormente menciona-dos.

Os valores assim obtidos geraram as classes de renda apresenta-das no quadro 1, que foram numeradas de 1 a 8 e de I a 9 para futura simplificação na apresentação das tabelas. Este procedimento visou também facilitar o estudo de mobilidade cuja metodologia será

descri-ta no capítulo 2.

I 3 O limite inferior de nossas classes de renda em 1970 corresponde a 2,07 salários mínimos daquele ano. Em 1975, o limite inferior corresponde a 3,75 salários mínimos.

1970 (a) ₁₉₇₅

i'

t

'Jt

~

Y f - - y(l

+

rr) y(l

+

rp) f - - y(l

+

rr) (l

+

rp)

t (b)

t

~

\f

y(l

+

rr) I---y(l

+

rr)2 y(l

+

rr) (l

+

rp) I---y(l

+

rr'f (1

+

rp)

y(l

+

r / f - - y(l

+

rr)3

y(l

+

r,)7

I---y(1

+

rr)2 (1

+

rp) I - - -y(1

+

rr)3 (1

+

rp)

y(1

+

rrf (1

+

rp) I

-y(1

+

rr)S (I

+

rp) I

1 2 3 4 5 6 7 8 9

os

1970 10.0121-- 14.836t-- 21.984t-- 32.575t--- 48.2691-- 71.5241-- 105.9831-- 157.0431--Quadro 1 Oasses de renda

14.836 21.984 32.575 48.269 71.524 105.983 157.043

os

1975 26.0001-- 38.5231-- 57.0831-- 84.5841-- 125.335t-- 185.7191-- 275.1951-- 407.7771-- 604.2361--38.523 57.083 84.584 125.335 185.719 275.195 407.777 604.236·

Obs.: a) a taxa de crescimento da renda real per capita no período foi de

48,17% entre 1975 e 1970; b) a taxa de variação do índice de custo de vida do Estado do Rio de Janeiro foi de 159,66% no mesmo período.

• Esta classe é aberta dentro do primeiro conceito de equivalência anterior-mente descrito.

Como podemos observar, se um indivíduo que em 1970 se en-contrava na classe 1, se deslocasse para a classe 2 em 1975, teria auferi-do um ganho de renda real em termos absolutos. Não teria, porém, auferido ganho em termos relativos, uma vez que seu ganho de renda real foi equivalente ao aumento da renda per capita. Para que esse indivíduo auferisse ganhos em termos relativos, teria que migrar para a terceira classe em 1975 ou para classes superiores.

Neste estudo, utilizamos o universo dos declarantes de imposto de renda acima dos níveis de isenção. Esta amostra, para o ano de 1970, compreendeu 2.139.801 observações; para o ano de 1975, sua abrangência foi de 2.627.183 indivíduos.

Trabalhamos também com uma amostra que considerava o con-junto interseção dos declarantes em 1970, que declararam rendimen-tos também em 1975. A abrangência desta amostra foi de 1.467.969 observações em ambos os períodos. A seleção desta segunda amostra se prendeu ao interesse de analisar a distribuição de renda e a mobili-dade social de um mesmo grupo de pessoas, ao longo do tempo.

Em 1970, a população economicamente ativa no Brasil era de 29,6 milhões de pessoas, ou seja, nossa amostra representaria 7,2% daquela população. Entretanto, por se tratar de dados do imposto de renda, nossa amostra se refere predominantemente ao setor urbano da economia, ou pelo menos aos indivíduos engajados no mercado formal de trabalho. Segundo o Anuário Estat{stico do Brasil, do IBGE, em 1970,44% da população economicamente ativa trabalhavam em

dades ligadas à agricultura, pecuária, silvicultura, extração vegetal, caça e pesca, o que certamente eleva a representatividade de nossa amostra em termos da população economicamente ativa do setor urbano. O ponto fundamental, entretanto, é que nossa amostra não pretende ser representativa do universo constituído pela população economicamente ativa, pois abrange apenas declarantes do imposto de renda acima dos níveis de isenção.

Como já dissemos, nos trabalhos anteriores houve evidência de que o maior aumento de desigualdade ocorreu no setor urbano, em decorrência do desenvolvimento desequilibrado do mercado de traba-lho. A escolha de nossa amostra teve por objetivo analisar a distribui-ção de renda e o grau de mobilidade exatamente neste setor onde se observou o maior aumento de concentração da rend//

1.3 A distnbuição de renda em 1970 e 1975

13.1 Resultados empiricos

Os resultados das distribuições de renda em 1970 e 1975, apre-sentados nas tabelas 1 e 2, foram obtidos considerando-se todos os indivíduos da amostra em 1970 e em 1975, situados dentro

doslirni-tes abrangidos pela defmição de classes de renda equivalendoslirni-tes que incorpora a inflação e o crescimento da renda per capita no período.

Um primeiro resultado que merece comentário é a notável esta-bilidade da distribuição, observando-se apenas uma pequena queda nas freqüências relativas das duas primeiras e das duas últimas classes de renda.

Com efeito, observamos que 40,61% dos indivíduos se encontra-vam na primeira classe em 1970 e 27,24, na segunda. Estes percen-tuais, para 1975, reduziram-se para 39,72 e 26,62%, respectivamente. Na última classe, a redução foi de 0,38 para 0,35% e na penúltim'a de 0,70 para 0,69%. A estabilidade da distribuição pode ainda sei obser-vada através das estatísticas agregadas de desigualdade. Com efeito, a variância dos logs foi de 0,576 em 1970 e 0,585 em 1975, ficando portanto praticamente inalterada nos dois períodos.

Estes resultados contrastam com os obtidos em trabalhos ante-riores.14 _{Entretanto, como nossa amostra é representativa da cauda de}

uma distribuição de Pareto, os resultados requerem interpretação ade-quada. Assim, a afirmação de que a distribuição da renda permaneceu malterada deve ser entendida como uma estabilidade da cauda da distribuição.

14 Langoni (1973); Castello Branco (1977) e Morley (1975).

Tabela 1

Distribuição e composição da renda por classes de renda (todos os indivíduos)

1970

Freqüência Rendimento bruto Composição do

Casse rendimento bruto

dei

renda Relativa Relativa Participação Participação Rendado Rendado

(%) acumulada relativa relativa trabalho capital

(%) (a)! (%) acumulada (%) (%)

(%) (b)

1 40,61 40,61 20,94 20,94 86,37 9,32

2 27,24 67,85 20,72 41,66 86,47 10,28

3 15,84 83,69 17,83 59,49 86,37 11,77

4 8,96 92,65 14,93 74,42 85,88 13,02

5 4,40 97,05 10,78 85,20 83,28 15,96

6 1,87 98,92 6,76 91,96 78,98 20,31

7 0,70 99,62 3,77 95,73 72,64 26,68

8 0,38 100,00 4,25 99,98 61,41 37,64

Fonte: Serpro/lRPF.

Rendimento bruto médio total: Q-$ 23.480 (Q-$ de 1970). Número de pessoas total: 2.139.801.

Variincia do 108 do rendo bruto: 0,576.

Rendimento bruto médio (Cr$)

Tabda 2

Distribuição e composição da renda por classes de renda (todos os indivíduos)

1975

Freqüência Rendimento bruto Composição do

Casse rendimento bruto

de R I" Pa" - Participação

renda Relativa e ativa rtlcl~açao relativa Renda do Renda do

(%) acumulada relativa acumulada trabalho capital (%) (a) (%) (%) (b) (%) (fJ,)

2 39,72 39,72 20,12 20,12 90,46 6,65

3 26,62 66,34 19,84 39,96 89,67 8,04

4 16,43 82,77 18,16 58,12 89,40 9,33

5 9,46 92,23 15,42 73,54 88,38 10,92

6 4,75 96,98 11,42 84,96 86,51 13,04

7 1,98 98,96 7,01 91,97 83,20 16,45

8 0,69 99,65 3,61 95,58 78,21 21,36

9 0,35 100,00 4,41 99,99 72,68 26,80

Fonte: Serpro/IRPF.

Rendimento bruto médio total: Cr$ 92.251 (CrS de 1975). Número de pessoas total: 2.6:7.183.

Variância do Iog do rendo bruto. 0,585.

Rendimento bruto médio (CrS)

- - ---~

fais Tl',"ILtJ.,\ .:lItrt:l~nto. no~ Jão pouc~ Illformação a respeito

d~ ~propTl.I'·:·I() da' rt'lId~s pel~s dIversa, c~madas d~ popúlação, lima VCl 4u,· lIllI~ frt'4uénCla mais baixa nas classes elevadas pode estar

associada a uma participação mais elev~da dessas classes na renda to-tal.

Para medirmos esse efeito, transformamos as distribuições de freqüência em curvas de Lorenz, a partir das observações das colunas a e b das tabelas 1 e 2. O processo utilizado foi o do ajustamento de uma parábola cada três pontos de forma análoga à empregada no cômputo das médias móveis. Assim, em cada parábola eram considera-das duas informações já utilizaconsidera-das' na parábola anterior mais uma in-formação adicional. Em virtude das elevadas freqüências nas primeiras classes elas foram quebradas ao meio, o que nQS possibilitou obter 11 observações, exclusive o ponto (0,0).

A tabela 3 explícita os resultados obtidos nesses ajustamentos. Como se pode observar, a conclusão a ser extraída é de uma perfeita estabilidade da distribuição, uma vez que as variações percebidas tanto nas estatísticas agregadas de desigualdade, como nas apropriações de renda pelos diversos decis, são insignificantes.

De fato, o decil inferior da distribuição, que em 1970 apropriava 4,76% da renda global, participava com 4,53 em 1975, e o decil supe-rior passou de 30,05% em 1970 para 30,67 em 1975.

Dentro de nossa amostra, os 30% mais pobres que em 1970 recebiam 14,53% da renda, participavam em 1975 com 14,02%, ao passo que os 30% mais ricos passaram de 44,92% para 45,34.

As medidas de desigualdade computadas mostraram também pe-quenas variações (Gini: 0,33 em 1970 e 0,34 em 1975)_ Além disso, as curvas de Lorenz apresentam cruzamento no quarto decil, o que con-firma a ambigüidade de interpretação quanto às tendências da distri-buição de renda. I S

Um resultado extremamente interessante é o aumento da parti-cipação da renda do trabalho I 6 em todas as classes de renda. Com

efeito, para os indivíduos da sétima e oitava classes, os rendimentos do

I S Além do pequeno aumento, a própria magnitude do índice de Gini é infe-rior à encontrada em trabalhos anteriores. Langoni (1973), trabalhando com dados censitários, encontrou um índice de Gini, para 1970, de 0,56. Trabalhan-do com daTrabalhan-dos Trabalhan-do imposto de renda, o Gini encontraTrabalhan-do por Langoni foi 0,48. Porém sua amostra tinha limite inferior mais baixo.

16 Renda do trabalho é a soma dos rendimentos brutos constantes das cédulas C e D nas declarações de rendimentos. Todas as demais cédulas foram considera-das renda do capital. Consideramos os rendimentos da cédula G (rendimentos de exploração agrícola e pastoril) como renda do capital. Certamente existe ambi-güidade na classificação deste tipo de rendimento. Porém julgamos mais acertada esta classificação porque a renda do capital é geralmente subestimada em decla-r,:ação de rendimentos.

trabalho, que representavam respectivamente 72,6 e 61,4% de suas rendas em 1970, passaram a representar 78,2 e 72,7%, em 1975. Em trabalhos anteriores! 7 apesar de se ter constatado que a distribuição

da renda oriunda do capital físico é muito mais concentrada do que a da gerada a partir do estoque de capital humano, há também

evidên-cia de que uma parcela substancial da desigualdade total é oriunda das diferenças qualitativas da força do trabalho.

Tabela 3

Distribuição decílica da renda (todos os indivíduos)

1970/1975

Percentual da renda _Percentual

Percentual _acumulado

da Acumulada Acumulada da

população 1970 1975 1970 1975 _população

10- 4,76 4,53 4,76 4,53 10

10 4,77 4,53 9,53 9,06 20

10 5,00 4,96 14,53 14,02 30

10 5,27 5,95 19,80 19,97 40

10 6,93 6,19 26,73 26,16 50

10 8,39 8,81 35,12 34,97 60

10 8,86 8,87 43,98 43,84 70

10 11,10 10,82 55,08 54,66 80

10 14,87 14,67 69,95 69,33 90

10+ 30,05 30,67 100,00 100,00 100

Fonte: tabelas 1 e 2, colunas a e b.

1970 1975

%Pop. % Renda % Pop. % Renda

1 .... 7,17 1+ 7,78

5+ 19,97 5+ 20,26

40- 19,80 40- 19,97

Gini ... 0,33 Gini. •. 0,34

Castello Branco (1977) forneceu ampla evidência empírica a respeito dos efeitos do crescimento econômico sobre a estrutura do mercado de trabalho desagregado por setores.

O aumento da participação .da renda do trabalho na renda total, no mesJro período em que se observa uma relativa estabilidade da distnbuição de renda, merece uma análise mais detalhada.

17 Lan&Oni (1973).

Com o crescimento econômico, paralelamente ao deslocamento da demanda de mão-de-obra qualificada, ocorre também um significa-tivo aumento nas oportunidades de emprego para indivíduos de menor qualiflcação. Portanto, ao mesmo tempo que alguns indivíduos conse-guem deslocar-se ém direção às classes de renda superiores, em decor-rência das forças dinâmicas do desenvolvimento (melhores oportunida-des de emprego, experiência no trabalho, retorno dos investimentos em educação), um novo contingente substancial de mão-de-obra é

incorporado ao mercado de trabalho, nas faixas de baixa renda. Estes aspectos dinâmicos sugerem que as análises de distribuição de renda, que comparam duas amostras em pontos distantes do tem-po, exigem uma interpretação cuidadosa das mudanças no perfil de rendimentos, pois, por trás de um conjunto de medidas agregadas de concenttação, estão camuflados fenômenos de natureza distinta.

Com efeito, uma interpretação mais precisa dos efeitos redistri-butivos do proce~ de desenvolvimento exigiria que se diferenciasse, de alguma forma, o comportamento dos rendimentos da população já empregada nos dois pontos de tempo cobertos pela análise, daquele oriundo dos novos contingentes de mão-de-obra absorvidos pelo mer-cado de trabalho durante o período abrangido pelo estudo.

A falta de distinção entre esses dois contingentes leva a distor-ções não apenas quantitativas mas também qualitativas, pois a popula-ção recém-absorvida pelo mercado de trabalho sói apresentar caracte-rísticas diversas no que diz respeito aos níveis de qualificação, compo-sição etária, sexo etc.

No presente estudo, em virtude da amostra utilizada, não é pos-sível analisar todo o perfll de renda e em especial as faixas de renda inferiores, por onde são absorvidos os novos contingentes de mão-de-obra de baixa qualificação. Entretanto, os dados oferecem a oportuni-dade de se estudar, com bastante precisão, o comportamento da distri-buição de renda de uma amostra formada pelos mesmos indivíduos em dois pontos do tempo. De fato, na medida em que cada contribuinte possui um número de CPF, torna-se possível selecionar, nos dois pe-ríodos, as mesmas pessoas. Os tesultados da distribuição de renda, considerando apenas os mesmos indivíduos, encontram-se nas tabelas 4, 5 e 6. O primeiro resultado facilmente observável é a redução das freqüências relativas das duas primeiras classes inferiores de renda e o aumento dessas freqüências para as demais.

Tal redução de freqüência é bem mais intensa do que na amostra que considera todos os indivíduos.

O fato evidencia certo grau de mobilidade em direção às classes de renda mais elevadas que era camuflado, na amostra global, pelo fenômeno de absorção dos novos contingentes de mão-de-obra na fai-xa de contribuintes do imposto de tenda.

Tabela 4

Distribuição c composição da renda por classes de renda (mesmos indivíduos)

1970

Freqüência Rendimento bruto Composição do

Classe rendimento bruto

de, _{Part'. - J>-articipação}

renda

Relativa _acumulada Relativa _relatIva IClpaçao rcllltiva Renda do _trabalho Renda do _capital

(%)

(%) (a' ('iP acumulada (%) (%)

0, (%)(b)

1 30,52 30,52 14.27 14.27 89,39 7,75

2 29,20 59,72 19.92 34,19 88,67 9,19

3 19,29 79,01 19,40 53.59 87.55 11,02

4 11,41 90,42 16,95 70.54 86,58 12,51

5 5,72 96,14 12,48 83,02 83,79 15,56

6 2,44 98,58 7,86 90,88 79,37 20,01

7 0,91 99,49 4,35 95,23 72,99 26,47

8 0,49 99,98 4,76 99,99 61,20 3795

Fonte: Serpro/IRPF.

Rendimento bruto médio total: 0$ 26.338 (0$ de 1970). Número de pessoas total: 1.467.969.

Variância do log do rendo bruto: 0,611.

Rendimento bruto médio (Cr$ )

Tabela 5

Distribuição e composição da renda por classes de renda (mesmos indivíduos)

lQ7li

Freqüência Rendimento bruto Composição do

Classe rendimento bruto

de

renda Relativa Participação Partici~ação Rendado Renda do Relativa _{acumulada relativa relatIva trabalho capital}

(%) _{(9'1) (a) (%) acumulada}

(%) (%)

~ (%) (b)

2 27,15 27,15 11,60 11,60 89,86 8,46

3 26,60 53,75 16,60 28,20 88,~4 9,50

4 .20,57 74,32 18,64 47,14 88,65 10,40

5 13,41 87,73 18,17 65,31 87,70 11,76

6 7,33 95,06 14,64 79,95 85,98 13,66

7 3,21 98,27 9,43 "89,38 82,73 16,97

8 1,13 99,40 4,91 94,29 77,51 22,13

9 0,59 99,99 5,70 99,99 70,26 29,32

Fonte: Serpro/IRPF.

Rendimento bruto médio total: OS

i

11.336 (OS de 1975). Número de pessoas total: 1.467.969.

Variância do 10& do rendo bruto: 0,675.

Rendimento bruto médio (CrS)

Tabela 6

Distribuição decílica de renda (mesmos indivíduos)

1970/1975

Percentual da renda _Percentual

Percentual _acumulado

da Acumulada Acumulada _da

população 1970 1975 _populaçio

1970 1975

10- 4,29 3,82 4,29 3,82 10

10 4,39 4,11 8,68 7>,93 20

10 4,72 5,02 13,40 12,95 30

10 6,16 5,16 19,56 18,11 40

10 7,01 6,76 26,57 24,87 50

10 8,18 8,79 34,75 33,66 60

10 9,60 9,22 44,35 42,88 70

10 10,66 10,98 55,oJ 53,86 80

10 15,17 15,56 70,18 69,42 90

10+ 29,82 30,58 100,00 100,00 100

Fonte: tabelas 4 e 5, colunas a e b.

1970 1975

% Pop. % Renda % Pop. ~ Renda

1+ 7,21 1+ 7,66

5+ 19,63 5+ 19,97

40- 19,56 40- 18,11

Gim .. 0,34 Gini. .. 0,36

No que diz respeito à concentração, utilizando como indicado-res o índice de Gini e a variância dos logaritmos da renda, observamos uma ligeira concentração, embora ainda insignificante, quando apenas os mesmos indivíduos são considerados. O índice de Gini

passa

de 0,33 para 0,34 entre 1970 e 1975, considerando todos os indivíduos, e de 0,34 para 0,36, considerando os mesmos. A variância dos logarit-mos passa de 0,57 a 0,58 para a distribuição com todos os indivíduos e de 0,61 a 0,68, para a distribuição com os mesmos. A distnbuição por decis também não apresenta modificações substanciais.

Observa-se uma perda de participação dos dois decis inferiores e um aumento de participação dos três decis superiores, embora percen-tualmente irrisória.

Como era de se esperar, a elevação do rendimento bruto médio da distribuição como um todo, entre 1970 e 1975, é significativamen-te maior na amostra com os mesmos indivíduos do que na amostra com todos (322,7% contra 292,9).

É interessante observar que, apesar de estarmos trabalhando com uma amostra de declarantes do imposto de renda, a taxa de

crescimento nominal da renda média, dentro da nossa amostra que engloba todos os indivíduos, foi apenas 2,8% superior ao crescimento da renda per capita no período (292,9% contra 284,8).

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A literatura tradicional sobre distribuição de renda sempre en-controu certa dificuldade em interpretar v.ariações nos índices de con-centração em termos de bem-estar social, pois tal interpretação reque-reria a defmição arbitrária de uma função de bem-estar para a socieda-de.18 Essa dificuldade fica ainda mais flagrante quando, por trás das modificações nas estatísticas de concentração, escondem-se aspectos dinâmicos como os fenômenos de mobilidade e absorção de mão-de-obra.

Com efeito, dificilmente poderíamos realizar, a partir dos dados apresentados na seção anterior, algum julgamento sobre a forma como as diversas camadas da população se beneficiaram do processo de cres-cimento econômico.

Tanto na amostra global, como na que considera apenas os mes-mos indivíduos. a relativa estabilidade da distribuição não revela, com a suficiente clareza, o impacto da criação de novos empregos, as possi-bilidades de ascensão social dos já engajados na força de trabalho que, em última instância, são os fenômenos que realmente importam para o comportamento futuro da apropriação da renda.

Portanto, tão ou mais relevante para o julgamento dos aspectos sociais de um processo de desenvolvimento parece ser o estudo da mobilidade entre as diversas classes de renda, através de estatísticas especialmente desenvolvidas para essa fmalidade, pois somente esse tipo de informação é capaz de revelar as tendências de longo prazo deflagradas pelos contínuos ajustamentos das forças de mercado em um contexto dinâmico.

Por esse motivo, no segundo capítulo, desenvolveremos uma análise de mobilidade baseada nas mesmas amostras que geraram os resultados já apresentados, com a fmalidade de mensurar as probabili-dades de mudanças de classes de renda dos indivíduos já engajados na força de trabalho.

~

Classes 1 2 3 4 5 6 7 8 Total

Fonte: Serpro/IRPF.

~ Refere-se

ã

tabela 1; Refere~e à tabela 2; c Refere~e à tabela 3; d Refere~e à tabela 5.

1970a Todos os

indv. 868.967 582.724 338.946 191.784 94.181 39.985 15.078 8.136 2.139.801

Tabela 7

Freqüências absolutas por classes de renda 1970-1975

1970b

~

Mesmos

indv. Classes

448.021 2

428.729 3

283.310 4

167.551 5

83.934 6

35.829 7

13.418 8

7.177 9

1.467.969 Total

1975 c 1975d

Todos os Mesmos

indv. indv.

1.043.496 398.527

699.338 390.490

431.749 301.997

248.403 196.866

125.745 107.606

52.008 47.178

18.163 16.663

9.281 8.643

2.627.183 1.467.970

2. MOBILIDADE ENTRE CLASSES DE RENDA: ABORDAGEMPRELDUNAR

2.1 Introdução

É possível que, ao longo do processo de desenvolvimento econômico, ocorra, durante certos estágios, um aumento de desigual· dades relativas de renda. As causas d~sses desequilíbrios transitórios são as mais variadas, podendo·se arrolar, entre elas, as próprias magnitudes das taxas de crescimento, o conteúdo tecnológico dos setores mais dinâmicos, o estoque inicial de capital humano o! , como já foi discutido.

Essa concentração, porém, pode gerar tensões sociais nas classes ainda não beneficiadas pelo desenvolvimento, e a probabilidade de que essas tensões surjam, bem como o período de tempo necessário à sua eclosão, são inversamente proporcionais, dentre outros fatores, ao grau de mobilidade da sociedade.

Hirschman (1973), analisando esse tipo de fenômeno, deno-minou de efeito túnel o fato observado de que indivíduos, mesmo não se beneficiando nos estágios iniciais do desenvolvimento, auferem ,ganhos de utilidade decorrentes da formação de expectativas positivas com reJação ao futuro. A analogia por ele estabelecida usa a imagem de um túnel engarrafado, em que os indivíduos da pista da esquerda, apesar de terem seus veículos ainda imobilizados, se alegram ao verem que os veículos da pista da direita avançam. Este l\umento de satisfação decorre da expectativa de que em breve seus veículos também se movimentem

Em termos sociais, uma grande mobilidade entre as classes de renda geraria esse mesmo tipo de expectativa entre as camadas de rendas mais baixas, o que permitiria a convivência socialmente pacífica com o aumento transitório de desigualdades relativas.

O fenômeno de desigualdade cum mobilidade ajudaria a explicar, inclusive, por que em certas sociedades foi possível realizar as transformações inerentes ao desenvolvimento econômico, com um grau razoável de estabilidade social e política e em outras não.

O aumento no grau de desigualdade da distribuição de renda no Brasil foi constatado em diversos trabalhos, dentre os quais podemos citar os de Hoffman (1971), Duarte (1971) e Fishlow (1972). Em estudos posteriores, um maior cuidado vem sendo dispensado, não apenas à explicação das causas de concentração, como também ao papel das forças dinâmicas do processo de desenvolvimento que, num

prazo mais longo, se encarregariam de desencadear mecanismos redistributivos (Langoni 1973).

Dentro dessa ótica os trabalhos de Senna (1975), Samuel Morley (1975), CasteUo Branco (1977) e Fields (1977) tentam mostrar os efeitos do processo de crescimento acelerado sobre o mercado de trabalho, o crescimento diferenciado de novas oportunidades de emprego entre os diversos setores e suas conseqüências em termos do aumento das disparidades salariais.

Esses trabalhos dão evidência de que grande parte do aumento de desigualdade teria sido devida

à

expansão de setores dinâmicos, absorvedores de mão-de-obra qualificada, que determinaram o surgi-mento de

quasi-rents

transitórios.

A teoria econômica sugere que ganhos extraordinários, decor-rentes da escassez relativa de um fator (no caso, mão-de-obra qualificada), constituem uma sinalização de mercado no sentido de induzir os indivíduos a se qualificarem, de tal forma que, a médio prazo, as disparidades iniciais tendam a diminuir.

No caso brasileiro, a evidência fornecida no primeiro capítulo, de uma distribuição ainda bem desigual da renda, aliada a constatações de desequilíbrios no mercado de trabalho, relatadas em estudos anteriores, sugere que, por trás de medidas estáticas de concentração, deve-se verificar uma intensa mobilidade, permitindo aos indivíduos das classes de renda mais baixas deslocarem« em direção aos .estratos

mais elevados.

A finalidade deste capítulo é mensurar essa mobilidade entre as classes de renda. Para tanto, analisaremos a mobilidade dos indivíduos entre as diversas classes de renda no período que vai de 1970 al975, partindo de uma matriz de probabilidade de transição. A análise foi feita para o Brasil como um todo e desagregada por regiões fiscais.

2.2 Descrição metodol6gica

Os dados utilizados, como dissemos no primeiro capítulo,

refere~se ao

rendimento bruto anual

constante das declarações de imposto de renda de pessoas físicas para os anos de 1970 e 1975.

Como temos por objetivo analisar a mobilidade dos indivíduos entre as diversas classes, ao longo do período em estudo, as classes de renda para 1970 e 1975 foram geradas segundo dois conceitos distintos de equivalênciIL

O primeiro consistiu simplesmente em inflacionar os limites das classes de 1970, a fun de obter as classes para 1975. Dentro desse conceito, o deslocamento de um indivíduo da classe i em 1970, para uma classe

i

em 1975, espelharia uma mobilidade que denominamos

absoluta,

por refletir apenas uma variaçlo de poder aquisitivo em

termos reais. Tornou-se interessante, ainda, criar classes de renda equivalentes que, além da inflação, considerassem, também, o cresci-mento real per capita no período. Assim, se a diferença entre os limites das classes de 1970 e 1975 incorporasse, além da taxa de flação, o crescimento real da renda per capita, a mobilidade de um in-divíduo da classe i, em 1970, para a classej, em 1975, mostraria que, além de uma melhora absoluta em termos de poder aqUisitivo real, ele obteve ganhos superiores à média dos indivíduos, o que refletiria, portanto, uma melhora relativa. A essa mobilidade denominamos

mobilidade relativa.

A terminologia mobilidade absoluta e mobilidade relativa pode gerar confusões semânticas, sendo necessário esclarecer bem o que se entenderá por esses. conceitos ao longo deste trabalho. No que diz respeito à mobilidade absoluta, o que se requer, para que um indivíduo ascenda uma classe social, é que ele auflfa um ganho de renda, nos cinco anos cobertos pela análise, superior à variação do

índice de custo de vida do Rio de Janeiro no período.

Na medida, portanto, em que os índices utilizados subestimem a inflação, a mobilidade poderá estar superestimada. A interpretação correta é que o indivíduo para subir uma classe de renda auferiu ganhos de rendimentos superiores à variação do índice d'e custo de vida. No que diz respeito à mobilidade relativa, ela deve ser interpretada como oriunda de um ganho superior à variação do índice de custo de vida mais a variação da renda per capita no período. Esta renda per capita, entretanto, se refere à renda per capita nacional e não àquela estimada a partir dos indivíduos da amostra.

Uma vez defmidas as classes de renda, a metodologia utilizada foi a de construir uma matriz de probabilidade de transição em que cada elemento a ij representasse o percentual dos indivíduos da classe i em 1970, que se deslocou para a classe j em 1975, da seguinte forma:

M=

A soma das 'linhas dessa matriz é, por deflllição, igual a 1. A matriz espelharia perfeita imobilidade se os valores da diagonal