O PAPEL DOS IDOSOS NA REDISTRIBUIÇÃO DA RENDA DOMICILIAR PER CAPITA NO BRASIL

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O PAPEL DOS IDOSOS NA REDISTRIBUIÇÃO DA RENDA

DOMICILIAR PER CAPITA NO BRASIL

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Luiza Teixeira de Melo Franco† Simone Wajnman‡

Reconhecida a crescente participação dos idosos na população total e os recentes direitos por eles adquiridos no que diz respeito à seguridade social, o objetivo central do presente trabalho é analisar as mudanças observadas na composição dos domicílios, segundo a ausência ou presença de idosos, e calcular o efeito da mudança da participação dos idosos nos domicílios brasileiros na redistribuição da renda familiar per capita recentemente verificada no Brasil. Para esse fim, foram utilizados os microdados das PNADs de 1995 e 2007, de modo a cobrir o período de implementação, por parte do governo, em 1996, do Programa de Benefício de Prestação Continuada. Para a decomposição dos efeitos na desigualdade de renda, aplicou-se a metodologia proposta por Mookherjee e Shorrocks (1982), baseada na utilização de medidas aditivas de decomposição da desigualdade.

Os resultados indicam que a maior participação dos idosos na população brasileira e a sua crescente inserção em programas de transferências de renda geram conseqüências tais como o aumento no número de domicílios caracterizados pela presença de pelo menos um idoso. Esses domicílios apresentam rendimentos médios per capita superiores à média dos rendimentos per capita dos domicílios sem a presença de um representante desse segmento populacional. Muito pouco da queda na desigualdade de renda brasileira, porém, pode ser explicada pelas mudanças referentes aos idosos ocorridas ao longo do período de análise deste estudo. Isso porque, por um lado, o efeito puro da maior representação da população idosa afetou de maneira positiva a queda da desigualdade. Por outro lado, o aumento da renda média per capita da população idosa ampliou ainda mais a distância entre os domicílios caracterizados pela presença e pela ausência dos idosos. As mudanças ocorridas nos rendimentos médios de cada grupo, assim, resultaram em uma contribuição contrária à queda da desigualdade total.

Palavras-chave: seguridade social; BPC; idosos; desigualdade e distribuição de renda. Área Temática: Desigualdade, pobreza e mercado de trabalho

*_{Trabalho apresentado no XVII Encontro Nacional de Estudos Populacionais, ABEP, realizado em Caxambú –}

MG – Brasil, de 20 a 24 de setembro de 2010.

† _{Pesquisadora do Centro de Desenvolvimento e Planejamento Regional da Universidade Federal de Minas}

Gerais.

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Professora e pesquisadora do Departamento de Demografia da Faculdade de Ciências Econômicas e do Centro de Desenvolvimento e Planejamento Regional da Universidade Federal de Minas Gerais.

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O PAPEL DOS IDOSOS NA REDISTRIBUIÇÃO DA RENDA

DOMICILIAR PER CAPITA NO BRASIL

Luiza Teixeira de Melo Franco Simone Wajnman

1 INTRODUÇÃO

A desigualdade de renda brasileira vem experimentando uma queda substancial desde meados da década de 1990, e a partir de 2001 esta queda assumiu uma intensidade mais acentuada. Barros et al. (2007) apontam para uma redução contínua em qualquer que seja a medida de desigualdade considerada, alcançando, em 2005, seus menores níveis das últimas três décadas, implicando melhorias dos níveis de bem estar e gerando conseqüências relevantes sobre a pobreza e a extrema pobreza. Entre 2001 e 2005, o coeficiente de Gini indicou um declínio na desigualdade de renda de aproximadamente 5%, passando de 0,593 para 0,566, respectivamente (BARROS et al., 2007).

A expansão e melhor focalização das transferências públicas de renda foram um dos fatores mais importantes para a redução da desigualdade (BARROS et al., 2007). Programas de transferência de renda a populações mais carentes têm sido adotados em diversos países e adquirem importância, como forma de combate à pobreza e à desigualdade de renda, sobretudo naqueles países nos quais parcela considerável da população sofre de algum tipo de privação (SKOUFIAS, 2006).

A população idosa em particular é, em geral, alvo de políticas públicas específicas, devido à sua condição de vulnerabilidade no que diz respeito à saúde, sua baixa participação na produção e capacidade reduzida de gerar renda (CARAMANO et al., 2004). Em vista disso, os rendimentos dos idosos têm adquirido cada vez mais importância na formação da renda das famílias com as quais eles co-habitam, devido, sobretudo, à extensão dos benefícios previdenciários a uma parcela cada vez mais abrangente dessa população, a partir da promulgação da Constituição de 1988, e à implementação do Benefício de Prestação Continuada (BPC), programa assistencial não contributivo ao qual idosos com renda familiar

per capita inferior a ¼ do salário mínimo passaram a ter direito a partir de 1996 (BELTÃO et al., 2004; PAULO, 2008). Essa renda adicional pode gerar impactos no que diz respeito à

composição dos arranjos domiciliares habitados por idosos, uma vez que eles podem optar pela privacidade e independência, escolhendo morar sozinhos, ou podem atrair familiares que buscam usufruir do benefício pelos idosos recebidos (PAULO, 2008). Essa possível alteração na composição domiciliar dos idosos, por sua vez, pode gerar impactos na desigualdade de renda, considerando que esse segmento da população brasileira aufere rendimentos médios superiores àqueles da população em geral.

Outras mudanças que têm caracterizado o atual cenário brasileiro dizem respeito à composição dos arranjos domiciliares, que vêm se modificando ao longo dos anos, como decorrência não só de fatores sócio-econômicos, mas também de fatores demográficos. No que diz respeito especificamente às mudanças relacionadas aos idosos, eles têm aumentado sua participação na população, que passou de 5,1% em 1970 para 8,6% em 2000. Em 2050, segundo projeções, o grupo com idade igual ou superior a 65 anos ou mais constituirá provavelmente um percentual maior que aquele da população jovem (CARVALHO e WONG, 2006; RIOS NETO, 2005).

Reconhecida a crescente participação dos idosos na população total e constatado o fato de que seus rendimentos situam-se em um patamar mais elevado que o da população como um todo, devido, em grande parte, às transferências de renda a eles destinadas, supõe-se que as

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mudanças na composição demográfica das famílias brasileiras têm gerado impactos na desigualdade da distribuição de renda familiar per capita como um todo. O objetivo central do presente trabalho é, portanto, analisar o papel desempenhado pela renda dos idosos em suas famílias na redistribuição da renda recentemente verificada no Brasil. Para alcançar este objetivo, é realizada, com base nos microdados das Pesquisas Nacionais por Amostra de Domicílios (PNADs) de 1995 e 2007, uma análise descritiva dos indivíduos residentes em arranjos caracterizados pela ausência e pela presença de pelo menos um idoso.

2 AS INTERRELAÇÕES ENTRE RENDA, COMPOSIÇÃO DOMICILIAR E POBREZA E DESIGUALDADE

2.1 Os efeitos da composição domiciliar sobre a distribuição dos rendimentos

Dentre os determinantes da desigualdade de distribuição das rendas familiares, o tamanho e a composição dos domicílios são aspectos demográficos freqüentemente apontados numa ampla literatura que discute a questão aplicada a contextos variados.

Em trabalho que investiga as causas do crescimento da desigualdade da distribuição de renda nos Estados Unidos verificado entre 1979 e 1999, Burtless (1999) demonstra que a contribuição da concentração de rendimentos do trabalho no crescimento da desigualdade de distribuição de renda foi bastante modesta: evidências empíricas demonstraram que apenas um terço dele foi devido àquele fator; dois terços foram atribuídos a outras causas, tais como o aumento da correlação entre o salário dos cônjuges e às mudanças ocorridas no padrão de casamento das diversas classes sociais. Em uma menor proporção, o aumento da desigualdade de rendimentos foi relacionado com a queda nas taxas de casamentos de homens e mulheres os quais auferem salários mais baixos e, em maior medida, com o crescimento da percentagem de americanos que vivem em famílias compostas apenas por um adulto, as quais apresentam geralmente salários mais desiguais que aquelas formadas por um casal.

O aumento da desigualdade de distribuição de renda nos Estados Unidos, a partir do final da década de 1970, foi também objeto de estudo de Martin (2006). O estudo do impacto das mudanças ocorridas nas estruturas familiares, entre 1976 e 2000, no aumento da desigualdade de renda verificado nos Estados Unidos, foi realizado por meio de uma análise que investigou as alterações ocorridas nas diferenças dos rendimentos relativos intra e inter estruturas familiares ao longo do período. Os determinantes do aumento da desigualdade se basearam, sobretudo, no crescimento das diferenças salariais entre mão-de-obra especializada e não-especializada e no número de famílias chefiadas por mulheres solteiras que, por sua vez, se concentram na base da distribuição de renda. As mudanças ocorridas nas estruturas familiares ao longo das três décadas explicaram 41% do crescimento da desigualdade de renda.

Garner e Terrel (2001) investigam as causas do aumento da desigualdade de renda na Eslováquia durante os primeiros sete anos de transição para a economia de mercado. Dois possíveis fatores foram apontados na explicação desse crescimento: mudanças nas fontes de renda dos domicílios, reflexo do papel do governo e do mercado na transição; e mudanças na composição dos arranjos domiciliares, conseqüência das reações da sociedade defronte às mudanças do ambiente. Dentre essas mudanças nos arranjos domiciliares estão a redução da proporção de domicílios com crianças, o maior número de domicílios chefiados por pensionistas, a elevação do número de domicílios unipessoais e o decréscimo no número de domicílios grandes. As mudanças na composição domiciliar, porém, não afetaram igualmente todos os estratos da distribuição de renda da Eslováquia. O decil mais pobre da população apresentou um comportamento contrário ao dos outros decis, aumentando, portanto, a distância entre pobres e ricos.

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2.2 Os efeitos das rendas individuais sobre a composição dos domicílios

Os efeitos da renda adicional sobre as características dos domicílios têm sido pouco discutidos. Mais especificamente, o efeito positivo da renda sobre a propensão dos idosos em viverem sozinhos tem sido verificado em grande parte dos países mais desenvolvidos, enquanto no Brasil este assunto ainda não foi suficientemente estudado. Sua análise adquire importância, sobretudo, quando se pensa nas mudanças verificadas desde o final do século XX, no que diz respeito à amplitude que adquiriram as políticas públicas de seguridade social direcionadas aos idosos (WAJNMAN, 2007).

Edmonds, Mammen e Miller (2001), em estudo sobre o efeito do recebimento de pensões por parte dos idosos negros na África do Sul, após o colapso do regime do apartheid, concluem que, ao contrário do que tem sido verificado no caso dos países desenvolvidos, não houve um aumento da propensão do idoso em morar sozinho.

Costa (1997) investiga os fatores que estimularam a tendência em direção ao aumento de arranjos unipessoais entre mulheres idosas não casadas a partir de meados do século XX, nos Estados Unidos. A autora conclui que o programa aumentou a demanda por domicílios unipessoais, e argumenta ainda que aproximadamente metade do declínio observado no número de mulheres idosas não casadas vivendo com seus parentes entre 1950 e 1990 pode ser atribuído ao aumento no valor dos benefícios do seguro social, na sua expansão no que diz respeito à elegibilidade, e ao fato de que eles eram concedidos sem condicionalidades. Seu estudo sugere que a proporção de idosas não casadas morando com seus parentes tende a continuar seguindo o padrão de queda, dadas as melhorias de saúde dos idosos, ou caso o custo de vida em domicílios unipessoais caia e a demanda por privacidade aumente. A partir de dados das PNADs ao longo do período compreendido entre os anos 1977 e 1998, Medeiros e Osorio (2001) concluem que a composição dos arranjos domiciliares brasileiros vem se alterando ao longo do tempo, se afastando do padrão prevalecente definido como “família nuclear” e se aproximando daquele conhecido como “arranjos domiciliares estendidos”. O estudo aponta, ainda, para a emergência de núcleos constituídos por mulheres sem cônjuge ao longo do período analisado; constata que o número de arranjos domiciliares, a maioria deles familiares, quase dobrou; mas observa, ao mesmo tempo, um aumento da proporção de arranjos domiciliares não familiares, conseqüência do aumento de arranjos constituídos por uma única pessoa.

Paulo (2008), investiga o impacto do BPC sobre os arranjos domiciliares dos idosos brasileiros. O resultado final de sua pesquisa, realizada para os anos de 2002 a 2004 com base nos microdados da PNAD, aponta para a hipótese de que, ao contrário do que a literatura sobre o assunto sugeria para o caso brasileiro, o recebimento do benefício aumenta a probabilidade de o idoso morar sozinho.

2.3 Pobreza e desigualdade no Brasil

O Brasil tem sido caracterizado por altos índices de pobreza e desigualdade de renda na América Latina e no mundo, desde a década de 1960. A partir de 2001, contudo, observou-se um declínio da desigualdade de renda devido a diversos fatores, dentre eles os programas de transferência de renda financiados pelo governo brasileiro. Um deles em particular, o BPC, é o segundo maior em termos de volume de recursos públicos gastos e se destina a idosos com idade maior ou igual a 65 anos e a deficientes físicos com incapacidade para o trabalho (CAMARGO e REIS, 2007). Os recursos destinados à população idosa são relativamente altos, e esta é, de fato, bem assistida pela seguridade social, levando-se em conta, não apenas os benefícios assistenciais, mas ainda os benefícios previdenciários a que grande parte dos idosos tem direito, sobretudo após a Lei 8.213, que ampliou os direitos de aposentadoria dos trabalhadores no meio rural.

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deveu-se fundamentalmente à queda na desigualdade de renda (BARROS et al., 2007), enquanto nas décadas anteriores a queda da pobreza esteve associada ao crescimento econômico. O coeficiente de Gini indicou uma queda de quase 5% nos anos entre 2001 e 2005, resultado, sobretudo, da redução da heterogeneidade educacional da força de trabalho e dos correspondentes diferenciais de remuneração; reduções nas imperfeições do funcionamento do mercado de trabalho; e expansão e melhor focalização das transferências públicas de renda. Nesse mesmo período, houve um crescimento anual da renda per capita dos 10% mais pobres de 8%, e de 6% para os 20% mais pobres, e o percentual de pobres no país caiu de 38,6% para 34,1% (BARROS et al., 2007).

De acordo com Barros e Carvalho (2006), aproximadamente um terço da redução da desigualdade ocorrida no período resultou de um conjunto de programas de transferência de renda financiados, em parte ou totalmente, pelo governo. As pensões e aposentadorias públicas; o BPC e os benefícios do Bolsa Família; e outros programas similares contribuíram com cerca de 10% da redução da concentração de renda, apesar do custo da expansão das aposentadorias e pensões ter sido de quatro a cinco vezes superior àquela do Bolsa Família e do BPC.

As transformações demográficas contribuíram pouco na explicação da recente queda da desigualdade de renda observada no período. Barros e Carvalho (2006) constataram que, na ausência das transformações demográficas, a queda da desigualdade de renda teria sido somente 2% inferior àquela verificada de fato entre 2001 e 2004. Essa redução da desigualdade teve como explicação maior uma homogeneização dentro de cada grupo de renda. A desigualdade demográfica entre grupos de renda, apesar de ter contribuído com apenas 7% para a redução da desigualdade demográfica, representava no período da análise, 25% da desigualdade de renda total. Deve ser ressaltado, porém, que o intervalo de 4 anos é um período de tempo muito curto para que sejam notados efeitos demográficos.

2.4 A seguridade social e os programas sociais de transferência de renda para os idosos

A Constituição de 1988 estabeleceu uma linha de direção para a reforma no sistema de seguridade social brasileiro e representou um importante documento no que diz respeito aos direitos dos idosos. Sua promulgação permitiu a extensão dos benefícios previdenciários a uma fatia significativa da população rural, favorecendo a redução das desigualdades e da pobreza em vista das generosas condições de elegibilidade e do aumento do valor dos benefícios por ela instituídos. Além disso, o documento ampliou ainda a cobertura de benefícios assistenciais, tais como os amparos previdenciários por idade e por invalidez (PAULO, 2008; BELTRÃO et al., 2004).

A Lei 8.213, de 24 de julho de 1991 regulamentou as modificações da Constituição de 1988, reduziu a idade mínima de recebimento dos aposentados das áreas rurais de 65 para 60 anos no caso dos homens e para 55 no caso das mulheres, extinguiu a restrição do pagamento a apenas uma pessoa por domicílio e aumentou o valor do benefício de 50% para 100% do valor do salário mínimo (BELTRÃO et al., 2004; CARVALHO, 2000).

A Lei Orgânica de Assistência Social (LOAS)4, promulgada em 1993 e regulamentada em dezembro de 1995 pelo decreto nº 1.744 e, em novembro de 1998, pela Lei nº 9.720, assegurou o Benefício de Prestação Continuada, programa da assistência social que garante o repasse de um salário mínimo mensal a idosos com idade igual ou superior a 65 anos que não dispõem de benefícios previdenciários, ou a pessoas em qualquer idade que apresentem alguma deficiência que as mantém incapacitadas para a vida independente e para o trabalho, cuja renda per capita familiar seja, em ambos os casos, inferior a ¼ do salário mínimo vigente5. (BARROS, FOGUEL e ULYSSEA (2006); BRASIL, [2008?]; PAULO, 2008). A

4_{Lei nº 8.742 de 7 de dezembro de 1993.}

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importância deste benefício vem ganhando força desde a sua implementação e, com a instituição do Estatuto do Idoso6, em outubro de 2003, ele encontrou o amparo legal necessário para uma cobertura cada vez mais abrangente e para possíveis aumentos no valor do benefício. A proporção de indivíduos em famílias que recebem o BPC passou de 0,5% em 2001 para 2,5% em 2005, e o valor médio per capita desse benefício aumentou de R$64 para R$88 no mesmo período (CAMARGO e REIS, 2007). De acordo com dados do Ministério do Desenvolvimento Social, em abril de 2009 o número de beneficiários do BPC chegou a mais de 3 milhões de indivíduos, dentre os quais aproximadamente 1,4 milhão eram idosos. Em 2008, os gastos governamentais com o programa chegaram a R$13,7 bilhões e representaram 0,48% do produto interno bruto (PIB) brasileiro (GOIS, 2009).

As pensões básicas também têm constituído um importante instrumento para a melhoria das condições de vida dos idosos e na redução da pobreza do Brasil. Os transbordamentos dessa renda adicional são responsáveis pela melhoria da saúde, da taxa de escolarização e da redução do trabalho infantil das crianças que co-residem com seus avós recebedores de benefícios previdenciários. Conseqüências desses benefícios podem ser observadas ainda no aumento no número de famílias com idosos que assumem a condição de chefe do domicílio ou cônjuge, e na redução das famílias com idosos na posição de parente do chefe ou do cônjuge, indicando uma redução da dependência dos idosos em geral (CARAMANO et al., 2004).

O efeito da renda adicional do idoso sobre sua propensão em morar sozinho ainda não foi suficientemente testado, mas as evidências brasileiras disponíveis sugerem que a co-residência parece estar associada a melhores condições de vida tanto para os jovens, que se beneficiam com as transferências monetárias, quanto aos idosos, que recebem, por sua vez, mais atenção e cuidados por parte da família (CARAMANO et al., 2004).

Beltrão et al. (2004) verificam uma maior participação da renda do idoso na renda familiar rural brasileira, que passou de 5,6% em 1988 para 21,4% em 2002, e comprovam que o aumento da renda média dessa população e sua contribuição para a redução da pobreza é resultante do aumento no valor dos benefícios a ela destinados, a partir da Constituição de 1988.

2.5 A atual participação da renda do idoso na renda familiar total

Ao contrário do que vem ocorrendo na Europa, nos países menos desenvolvidos a família continua representando fonte indispensável de assistência para parcela significativa dos idosos, dadas as deficiências existentes nas áreas de saúde pública e seguridade social dessas nações (SAAD, 2004). Por outro lado, as conseqüências geradas por crises econômicas, a instabilidade no mercado de trabalho, o maior tempo despendido nos estudos e a maior instabilidade das relações afetivas têm levado um número crescente de filhos adultos a se tornar dependentes de seus pais idosos por um período mais longo. De fato, estudos realizados em vários países mostram que a co-residência se dá muitas vezes devido à necessidade dos jovens, os quais cada vez mais prolongam sua dependência econômica dos pais (CARAMANO et al., 2004; SAAD, 2004). Nesse contexto, Saad (2004) identificou uma grande participação da renda do idoso na renda familiar total, variando, conforme seu grupo etário, de 38% a 44% da renda das famílias com idosos.

Como sugerido por Saad (2004), a população idosa residente nos grandes centros da América Latina pratica de modo intensivo o intercâmbio de apoio informal na qual os idosos não apenas recebem, mas também fornecem auxílio com bastante freqüência. Em todas as cidades consideradas em seu estudo (São Paulo, Montevidéu, Buenos Aires e Cidade do México), a proporção de idosos que receberam auxílios em forma de dinheiro ou serviços superava os passou por mudanças no que se refere aos critérios de elegibilidade ao benefício.

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60%, enquanto a proporção daqueles que prestaram esses tipos de auxílios é superior a 40%. Saad (2004) constata ainda que no caso do nordeste brasileiro, a renda do idoso, muitas vezes proveniente de aposentadorias e pensões, parece ser uma importante fonte de sustento familiar, e entende o fluxo de ajuda informal dos idosos em direção a seus parentes como uma conseqüência perversa para os idosos em meio a um contexto socioeconômico desfavorável, no qual eles deixam de receber suas principais fontes de ajuda informal e acabam por arcar com a responsabilidade de serem provedores de ajuda informal a seus familiares. Isso ocorre sobretudo nas famílias de baixa renda, na qual sua participação se faz mais necessária.

Segundo Barros, Carvalho e Franco (2007), aproximadamente 25% da renda das famílias brasileiras, em 2005, provinha de outras fontes que não do trabalho, dentre as quais as transferências públicas adquiriram maior importância. Da renda não derivada do trabalho, 90% era originária de transferências públicas e privadas, e 90% das transferências totais eram atribuídas àquelas públicas, formadas, por sua vez, por pensões e aposentadorias em sua quase totalidade. Já os benefícios do BPC representavam pouco mais de 2% das transferências públicas, correspondendo a aproximadamente 0,5% da renda total das famílias. Considerando as interrelações entre renda, composição domiciliar, pobreza e desigualdade de renda, e, ainda, a descrição das mudanças pelas quais vêm passando a população idosa em particular, torna-se oportuno estudar o papel desempenhado pela renda dos idosos em suas famílias na redistribuição de renda recentemente verificada no Brasil. Para esse objetivo, é realizada primeiramente uma análise descritiva dos indivíduos residentes em arranjos caracterizados pela ausência e pela presença de pelo menos um idoso, segundo metodologia apresentada na seção seguinte.

3 METODOLOGIA

A escolha de um determinado sistema de classificação depende do que se pretende analisar. Neste trabalho, optou-se por adotar o domicílio como objeto de estudo, conforme as definições de Medeiros e Osorio (2001) e do IBGE, tendo em vista que é na esfera domiciliar que os indivíduos compartilham bens e rendas, e é na dinâmica dos indivíduos que habitam o mesmo domicílio que o presente estudo foca suas atenções. Dessa forma, pode haver mais de uma família nos domicílios que serão analisados no presente estudo.

3.1 Base de Dados

Para o desenvolvimento desse estudo, são utilizados os microdados da PNAD de 1995 e 2007, sob a responsabilidade do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE).

As PNADs possuem informações acerca dos arranjos domiciliares e familiares brasileiros, apresentando uma grande variedade de variáveis sócio-econômicas. Ela é, também, realizada anualmente, e gera, dessa forma, uma série histórica de resultados, possibilitando estudos de naturezas diversas de períodos mais antigos e também mais atuais. Dessa forma, considerou-se a baconsiderou-se de dados mais adequada para a investigação do tema sobre composição domiciliar e desigualdade de renda e de pobreza. Além disso, sua qualidade é notória e permite a identificação de mais de um núcleo familiar residindo em um mesmo domicílio (MEDEIROS e OSORIO, 2001). Esse fator adquire extrema importância no presente trabalho, uma vez que é no domicílio que os indivíduos e famílias compartilham renda, e, portanto, a presença de uma ou mais famílias em um mesmo arranjo domiciliar impacta na análise de sua composição e na distribuição dos rendimentos médios domiciliares per capita. Além disso, não são raros os casos nos quais os idosos não assumem a condição de chefe do domicílio, não pertencendo, portanto, ao núcleo familiar principal. Apesar disso, esses idosos devem e são

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7 considerados na análise.

Dado que o BPC foi implementado em 1996, e relatada sua importância no que diz respeito à decisão dos idosos em optarem por morar sozinhos ou por coabitar e, portanto, quanto a mudança que o benefício adicional pode causar na composição dos arranjos domiciliares nos quais essa população habita, optou-se por ter como referência dados a respeito da amostra de um ano anterior à sua implementação. Para que uma comparação pudesse ser feita, necessária seria a escolha de um outro ponto no tempo, suficientemente grande para que variações de qualquer natureza pudessem ser captadas. Dessa forma, a análise descritiva dos domicílios e o estudo específico do impacto das mudanças nos arranjos domiciliares na desigualdade de renda abrangerá os anos de 1995, ano anterior à implementação do BPC, e 2007, último ano disponível, para que a análise seja a mais atual possível.

Para a análise dos domicílios habitados por idosos e não idosos, foram excluídas da amostra todas as pessoas que assumiam nas bases das PNADs de 1995 e 2007 a posição de “agregado”, “pensionista”, “empregado doméstico” ou “parente de empregado doméstico”. Essa decisão foi tomada com base na suposição de que esses indivíduos, por não terem qualquer grau de parentesco com a pessoa de referência da unidade domiciliar, não são membros participantes das despesas das famílias e não contribuem para o orçamento familiar. Os indivíduos considerados poderiam assumir, portanto, a posição de “chefe”, “cônjuge”, “filho” ou “outro parente” no domicílio. Dessa forma, os idosos e idosas que residem sozinhos ocuparão, necessariamente, a posição de “chefe” ou “cônjuge” no domicílio, e raramente serão verificados casos nos quais o idoso ocupa a posição de “filho”. A definição de “outro parente”, de acordo com a PNAD, diz respeito à pessoa que tinha qualquer outro grau de parentesco com a pessoa de referência da unidade domiciliar ou com o seu cônjuge. A análise considera idoso aquele indivíduo com idade igual ou superior a 60 anos de idade e foca sua atenção nos domicílios habitados por não idosos, representados nos gráficos que serão apresentados mais adiante como “sem idoso”, e naqueles cuja composição é caracterizada pela presença de idosos, sendo estes últimos desagregados em 5 tipos. As categorias “misto 1 idoso” e “misto + 1 idoso” se referem aos domicílios habitados por pelo menos um indivíduo com idade inferior a 60 anos e por um idoso apenas, no primeiro caso, enquanto a segunda categoria diz respeito à presença de mais de um idoso, necessariamente. Essa desagregação foi feita com base na hipótese de que podem existir diferenças significativas entre domicílios que contam com a presença de apenas um ou mais de um idoso, pelo fato de que cada um deles pode auferir uma renda provinda de aposentadoria, pensão ou um benefício do governo, transferências essas de bastante importância na composição do rendimento domiciliar, sobretudo no caso de famílias pobres. As desagregações “apenas idoso” e “apenas idosa” dizem respeito aos domicílios compostos por apenas um idoso homem e apenas uma idosa mulher, respectivamente. Nesse caso, considerou-se importante a diferenciação tendo como base o fator demográfico de maior sobrevivência das mulheres em idades adultas e por fatores tais como a maior probabilidade em serem pobres e mais dependentes de seus familiares ou da assistência pública, quando comparadas com os idosos homens (COSTA, 1997). A última categoria, “apenas idosos”, diz respeito aos domicílios habitados apenas por idosos e por pelo menos dois deles. Mais uma vez, sua importância se deve ao fato de que domicílios compostos por mais de um idoso podem auferir rendas maiores.

A variável “valor do rendimento mensal de todas as fontes para pessoas de 10 anos ou mais de idade” de cada componente do domicílio foi utilizada para medir a renda domiciliar total. Para comparação entre os rendimentos de 1995 e 2007, os valores do primeiro ano da análise foram inflacionados com base nos deflatores para rendimentos da PNAD, obtidos no site do Ipea [2007?].

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trabalho, utilizou-se as variáveis “recebia normalmente rendimento de aposentadoria de instituto de previdência ou do governo federal, no mês de referência”; “recebia normalmente rendimento de pensão de instituto de previdência ou do governo federal, no mês de referência”; “recebia normalmente rendimento de outro tipo de aposentadoria, no mês de referência”; “recebia normalmente rendimento de outro tipo de pensão, no mês de referência”; “recebia normalmente rendimento de abono permanência, no mês de referência”; e “recebia normalmente juros de caderneta de poupança e de outras aplicações financeiras, dividendos, programas sociais e outros rendimentos, no mês de referência”. Os valores desses benefícios foram úteis para o estudo da participação da renda provinda de aposentadorias, pensões, abono permanência e programas sociais no rendimento médio domiciliar per capita dos domicílios habitados por idosos, ilustrado mais adiante, no gráfico 9.

A estratégia utilizada para identificar dentro do domicílio os recebedores do BPC foi a de verificar, na variável “juros de caderneta de poupança e de outras aplicações financeiras, dividendos, programas sociais e outros rendimentos que recebia, normalmente, no mês de referência”, o valor de exatamente um salário mínimo, já que é este o valor do benefício. Além disso, o BPC passou a ser concedido apenas a partir de 1996, um ano posterior ao primeiro período deste estudo (1995). Em vista disso, a variável utilizada para a captação dos rendimentos provindos deste programa foi incluída apenas na análise de 2007.

O quadro 1 resume a metodologia utilizada, apresentando as correspondências entre alguns componentes definidos para a análise descritiva e as variáveis investigadas da PNAD.

Quadro 1

Metodologia das fontes de renda não derivada do trabalho e da classificação dos indivíduos segundo as características dos arranjos domiciliares. Brasil, 1995 e 2007

Fontes de renda utilizadas

neste estudo Variáveis utilizadas na PNAD*

Recebe rendimento não derivado do trabalho/Valor do rendimento

Aposentadoria Recebia normalmente/ Rendimento de aposentadoria de instituto de previdência ou do governo federal

Pensão Recebia normalmente/ Rendimento de pensão de instituto de previdência ou do governo federal

Outro tipo de aposentadoria Recebia normalmente/ Rendimento de outro tipo de aposentadoria Outro tipo de pensão Recebia normalmente/ Rendimento de outro tipo de pensão Abono permanência Recebia normalmente/ Rendimento de abono de permanência Programas sociais _{Recebia normalmente/ Juros de caderneta de poupança ou de outras}

aplicações financeiras, dividendos, programas sociais ou outros rendimentos¹

Classificação dos indivíduos segundo os tipos de arranjos domiciliares²

Sem idoso Indivíduos residentes em domicílios onde não há a presença de idoso Misto 1 idoso Indivíduos residentes em domicílios mistos, caracterizados pela presença

de pelo menos uma pessoa não idosa e um idoso apenas

Misto + 1 idoso Indivíduos residentes em domicílios mistos, caracterizados pela presença de pelo menos uma pessoa não idosa e mais de um idoso

Apenas idosa Indivíduos residentes em domicílios unipessoais, caracterizados pela presença de apenas uma idosa

Apenas idoso Indivíduos residentes em domicílios unipessoais, caracterizados pela presença de apenas um idoso

Apenas idosos Indivíduos residentes em domicílios caracterizados pela presença de idosos apenas, e pelo menos dois

*Toda a análise se baseou em informações obtidas sobre os indivíduos segundo as características de seus domicílios; estes últimos identificados pelas variáveis "Unidade da Federação", "Número de controle" e "Número de série".

¹Apenas para o ano de 2007 e no valor de exatamente um salário mínimo (R$380,00).

²Obtida pela combinação das variáveis que identificam o domicílio; número de moradores; e "Idade do morador na data de referência". A variável "Sexo" foi utilizada para a desagregação dos indivíduos idosos e idosas.

Fonte: Elaboração própria

(10)

9

O método utilizado para a captação dos beneficiários do BPC, porém, não é preciso, pois a variável utilizada considera também outros tipos de rendimentos. Pode ocorrer tanto uma superestimação do número dos recebedores quanto uma subestimação, uma vez que um indivíduo pode auferir rendimentos de outras fontes que não provenientes do BPC no valor exato de um salário mínimo, assim como pode receber o benefício e ainda algum outro tipo de rendimento concomitantemente. No primeiro caso, seu rendimento será considerado proveniente do benefício apesar de não o ser, e no segundo caso o indivíduo será excluído da análise mesmo sendo beneficiário, uma vez que o rendimento declarado ultrapassará o valor típico de um salário mínimo.

Apesar das PNADs de 2004 e 2006 apresentarem em seu suplemento uma pergunta específica acerca do recebimento do BPC por parte de algum membro do domicílio, essa informação não foi utilizada neste estudo, acreditando ser o procedimento proposto anteriormente suficiente para a identificação dos domicílios que contam com a presença de um beneficiário. Essa conclusão teve como base uma análise similar proporcionada por Barros, Carvalho e Franco (2007), na qual comparam o percentual de domicílios com pelo menos um beneficiário do BPC obtido por meio da desagregação da renda de juros de caderneta de poupança e de outras aplicações financeiras ou de outros rendimentos, quando seu valor é de exatamente um salário mínimo, com a porcentagem obtida com base em informações do suplemento. Os autores verificam que 99% dos domicílios receberiam a mesma classificação segundo os dois procedimentos, apesar desse elevado grau de concordância ser resultado em maior medida do fato de poucos domicílios se beneficiarem do programa. Os autores ressaltam que muitos beneficiários confundem o BPC com os benefícios previdenciários e declaram receber o benefício no suplemento, apesar de declararem o rendimento como provindo de aposentadoria e pensão pública. Como no presente estudo o interesse é a captação dos benefícios não oriundos do trabalho recebidos pelos idosos, os benefícios do BPC declarados como aposentadoria serão de qualquer forma captados para a análise.

3.2 Modelo formal

As mudanças que ocorrem nas estruturas familiares têm implicações na distribuição de renda de toda a sociedade. A associação entre a distribuição da população através das estruturas familiares e seus níveis de desigualdade de renda pode ser vista como função de quatro fatores: diferenças relativas de renda entre as estruturas familiares; diferenças de rendimento dentro das estruturas familiares; divisões proporcionais do rendimento total da população; e distribuição da população de acordo com as estruturas familiares. Os últimos dois fatores dão peso à importância relativa de cada uma das estruturas familiares para o cálculo dos dois primeiros componentes. Dessa forma, qualquer mudança em cada um desses quatro fatores pode mudar a desigualdade de renda.

Para a decomposição dos efeitos na desigualdade de renda, resultado das mudanças ocorridas nos arranjos domiciliares analisados neste estudo, será aplicada a metodologia proposta por Mookherjee e Shorrocks (1982), em alternativa ao método usual adotado para o propósito desse estudo, conhecido como “padronizações”. Baseada na utilização de medidas aditivas de decomposição da desigualdade, envolve a desagregação da desigualdade total em determinado período de tempo em vários componentes, de forma a examinar a parcela de contribuição de cada um desses componentes. Seu método de análise identifica a contribuição de mudanças na desigualdade dentro das estruturas familiares e entre elas, mudanças nos rendimentos médios, e mudanças ocorridas nas estruturas familiares, além de ser capaz de captar as mudanças ocorridas em todos esses fatores simultaneamente. Desse modo é possível isolar cada um dos fatores responsáveis pelas mudanças verificadas ao longo da análise, e mensurar seus efeitos individuais e conjuntos.

(11)

10

As desigualdades entre as estruturas familiares iluminam as diferenças nos padrões de vida das estruturas familiares e permitem analisar se essas diferenças têm aumentado ou decrescido ao longo do tempo. A desigualdade dentro das estruturas familiares, por sua vez, indica o grau de estratificação dentro de cada grupo. Juntos, os resultados mostram como as mudanças nas estruturas familiares contribuem para a distribuição dos rendimentos (MARTIN, 2006).

A desigualdade de renda será medida através da variância dos logaritmos da renda (MLD), um índice mais sensível às transferências de renda ocorridas na base da distribuição quando comparado com outras medidas, como por exemplo o coeficiente de Gini ou o Índice de Theil.

Para uma população de n indivíduos (ou domicílios), com rendimento médio  e considerando y i_{como o rendimento individual (ou domiciliar) i, o método MDL é definido} como:



       n i yi n I 1 0 log 1



(1)

O método do MDL pode ser ainda dividido entre os componentes derivados da desigualdade intra-grupos e aqueles que derivam da desigualdade inter-grupos. Dessa forma, a equação (1) pode ser reescrita como:

) 1 log( 1 0 1 0



    K k k k K k kI v v I



(2)

onde k é o número de estruturas domiciliares, ( n) n

v k

k  _{é a proporção da população em k}

grupos, I0ké o nível de desigualdade do grupo k, e

) (  _

 k k 

é o rendimento médio relativo do grupo k. O primeiro termo denota o componente intra-grupos, e corresponde à desigualdade observada para cada tipo de estrutura domiciliar, ponderada pelo peso relativo da população nesse tipo de arranjo. O segundo termo denota o componente inter-grupos; uma função do rendimento médio de cada tipo de arranjo domiciliar ponderado de acordo com a proporção da população e somada para todas os domicílios.

A vantagem desse método é que através dele é possível decompor as mudanças da desigualdade de renda ao longo do período da análise em fatores que podem ser atribuídos às mudanças no tamanho relativo dos diferentes subgrupos (definidos neste trabalho como estruturas domiciliares); mudanças na desigualdade intra-grupos; e mudanças na renda média desses subgrupos. A mudança na desigualdade entre dois anos, t e t+1, pode ser definida como (MOOKHERJEE e SHORROCKS, 1982):

) log( ] ) [log( ) ( ) 1 ( 1 1 _________ 1 0 0 1 0 0 k K k k k K k k k K k k k K k kIIv vv v t I t I I











        ok K k k I v 



  1 + ok k K k v I 



  1 +

 

k K k k k v    



  1 _________ log  +

 

k K k k k v   log 1        



   (3)

termo [A] termo [B] termo [C ] termo [D]

onde  é a variação, a barra em cima das variáveis indica uma média dos valores de t e t+1, e

) ( _k _k

k v x

 é a parcela dos grupos dos rendimentos da população total.

(12)

11

respeito às mudanças nas estruturas familiares: B e C. As mudanças demográficas que causam mudanças na composição da população podem alterar a desigualdade intra-grupos, refletidas pelo termo B, caso os novos indivíduos que passam a fazer parte de uma determinada estrutura familiar se concentrem no topo ou na base da distribuição de renda. Mudanças demográficas podem gerar, além disso, uma grande desigualdade inter-grupos, efeito refletido pelo termo C. Por outro lado, outros fatores não relacionados às mudanças demográficas podem contribuir para mudanças na desigualdade dentro de cada grupo. Esses fatores não observados são refletidos no termo A. Finalmente, mudanças nos rendimentos médios das estruturas familiares contribuem para a desigualdade de renda, representadas pelo termo D (MARTIN, 2006).

É importante notar que existem limitações em relação a este tipo de análise. Primeiramente, não é possível investigar a associação entre as mudanças da composição dos domicílios e as mudanças relacionadas ao ambiente econômico. Dessa forma, a influência potencial que adquirem as mudanças econômicas no comportamento individual em relação à formação das estruturas domiciliares e a direção na qual o comportamento da formação dos domicílios influencia o mercado de trabalho não são levadas em consideração. Além disso, a análise não é capaz de controlar as variáveis associadas às mudanças das estruturas familiares e às mudanças na desigualdade de renda. Não é explicitado um modelo e não são consideradas, por exemplo, mudanças na participação na força de trabalho, políticas de taxação, ou mudanças no tamanho das famílias (MARTIN, 2006).

4 ANÁLISE DOS RESULTADOS

4.1 Análise descritiva da composição dos arranjos domiciliares brasileiros

Com vista a um melhor entendimento das mudanças ocorridas nos arranjos domiciliares brasileiros como conseqüência de mudanças demográficas e sócio-econômicas pelas quais passou o país entre 1995 e 2007, este tópico se dedica a uma análise descritiva dos indivíduos segundo as características de seus arranjos domiciliares. O estudo se concentra nos domicílios sem a presença de idosos; domicílios mistos com apenas um idoso e domicílios mistos com a presença de mais de um idoso; domicílios compostos apenas por idosos, sendo estes desagregados em domicílios habitados por apenas um idoso, por apenas uma idosa ou por um casal de idosos.

Como observado por Carvalho e Wong (2006), o Brasil segue a tendência dos países desenvolvidos no que diz respeito ao envelhecimento da população. A população idosa brasileira, que correspondia a 12,7 milhões de pessoas em 1995, ou 8,4% da população total, passou para 19,9 milhões em 2007, passando a corresponder 10,5% da população total. O aumento da participação dos idosos na população total foi observada também com relação à porcentagem de indivíduos residentes em domicílios habitados por pelo menos um idoso, como mostra o gráfico 1. Esse aumento observado é condizente com estudos que demonstram o aumento da participação média dos idosos na família (BELTRÃO et al., 2004). O percentual de indivíduos residentes em domicílios sem a presença de idosos, por sua vez, caiu ao longo do período analisado.

A diferença entre o percentual dos indivíduos que habitam cada um dos dois tipos de domicílios, apesar de ser ainda muito grande, vem diminuindo ao longo do tempo. Entre 1995 e 2007, o aumento ocorrido da população residente em domicílios com a presença de idosos foi de 2,4 pontos percentuais.

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12

Gráfico 1

Proporção da população residente segundo arranjos domiciliares compostos por não idosos e domicílios com a presença de pelo menos um idoso. Brasil, 1995 e 2007

Fonte: Elaboração própria a partir de microdados das PNADs de 1995 e 2007

Quando a análise é feita por meio da desagregação dos domicílios habitados apenas por idosos, percebe-se que houve um acréscimo em todos os valores, porém em proporções diferentes, como pode ser observado por meio do gráfico 2.

Os domicílios compostos por apenas uma idosa aumentaram em cerca de 38%, e foram aqueles que apresentaram valores menores apenas aos dos domicílios caracterizados pela presença de apenas um idoso. A população residente em domicílios compostos por apenas um idoso é aquela menos representativa, tanto em 1995 quanto em 2007. Apesar disso, a maior variação observada, em termos percentuais, deu-se justamente nestes arranjos, cujo aumento foi de aproximadamente 63% ao longo do período. A menor variação, por sua vez, deu-se nos domicílios “misto 1 idoso”, que, apesar de serem caracterizados por um maior aumento em pontos percentuais, apresentaram um crescimento de apenas 5% em seu valores.

Esses aumentos percentuais ao longo do tempo podem ter como uma de suas explicações a preferência dos idosos por morarem sozinhos, dadas as recentes mudanças verificadas no sentido de permitir a essa população a busca pela privacidade e pela independência (BELTRÃO et al., 2004; CARVALHO, 2000; PAULO, 2008).

Gráfico 2

Percentual da população residente segundo a composição dos arranjos domiciliares. Brasil, 1995 e 2007

O gráfico 3 apresenta a evolução do tamanho médio dos domicílios ocorrida entre 1995 e 2007. Como se observa, todos os domicílios apresentam uma redução do número médio de habitantes.

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13

Nota-se que os domicílios compostos apenas por idosos apresentaram as menores médias tanto em 1995, quanto em 2007, e a menor queda em termos percentuais no número médio de habitantes, entre o mesmo período. A maior redução média, em termos percentuais, foi observados na categoria “sem idoso”, cujo número de habitantes caiu cerca de 17%. Essas reduções são pertinentes com as quedas contínuas nas taxas de fecundidade ocorridas desde a década de 1960 no país (CARVALHO e WONG, 2006).

Por um lado, a constatação de que os maiores valores médios encontrados dizem respeito aos domicílios mistos, e que a diferença média em relação aos domicílios compostos apenas por idosos ainda é grande, apresenta um indicativo de que os idosos ainda coabitam com maior freqüência, devido à sua renda adicional, às suas vulnerabilidades, ou pela simples opção em morar com os parentes (SAAD, 2004; BELTRÃO et al., 2004; PAULO, 2008). Por outro lado, o fato dos domicílios compostos apenas por idosos terem apresentado a menor queda em termos percentuais, apresenta indícios de uma mudança nessa tendência.

Gráfico 3

Número médio de habitantes dos arranjos domiciliares. Brasil, 1995 e 2007

Como mostra o gráfico 4, os rendimentos médios domiciliares per capita variam muito de acordo com o tipo do domicílio. Sobretudo quando comparados com os indivíduos residentes em domicílios caracterizados pela ausência do idoso, os habitantes de arranjos compostos por idosa e idoso apenas, e somente idosos, auferem rendas muito maiores em termos absolutos, em ambos os anos da análise. Além de auferirem rendimentos menores, os indivíduos que moravam em domicílios sem a presença de idosos apresentaram ainda, entre 1995 e 2007, o menor aumento em termos percentuais, de apenas 8%.

Apesar de auferirem rendas inferiores aos indivíduos pertencentes aos arranjos “apenas idosa”, “apenas idoso” e “apenas idosos”, em termos absolutos, a categoria “misto + de 1 idoso” apresentou o maior aumento dos rendimentos em termos percentuais, cujos valores passaram de R$476,30, em 1995, para R$590,07, em 2007, um acréscimo de 23%.

Nota-se ainda que, entre 1995 e 2007, a renda média domiciliar per capita aumentou em todas as categorias da análise, e sobretudo naquelas caracterizadas pela presença de pelo menos um idoso. Esse aumento pode ser devido, em parte, à maior participação dos idosos na população como um todo e, também, ao aumento do número de idosos recebedores de algum tipo de benefício por parte do governo, além do aumento no valor desses benefícios ao longo do período da análise (CARVALHO e WONG, 2006; CAMARGO e REIS, 2007; GOIS, 2009; PAULO, 2008).

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Gráfico 4

Renda média domiciliar per capita segundo as características dos arranjos domiciliares. Brasil, 1995 e 2007

O gráfico 5 apresenta como os membros das estruturas domiciliares analisadas neste estudo estão dispostos em quintis de renda média domiciliar per capita para os anos de 1995 e 2007, e identifica as mudanças experimentadas ao longo do tempo por cada tipo de arranjo domiciliar, no que diz respeito à distribuição de renda. No primeiro quintil encontram- se os indivíduos pertencentes ao quinto mais pobre da distribuição de indivíduos segundo a renda domiciliar per capita, enquanto o quinto quintil agrega os indivíduos pertencentes ao quinto mais rico da distribuição de indivíduos segundo a renda domiciliar per capita.

Nota-se que os indivíduos residentes em domicílios sem idosos encontram-se mais concentrados no primeiro quintil de renda média domiciliar per capita, sobretudo quando comparados com aqueles residentes em domicílios com a presença de um idoso. Estes, por sua vez, encontram-se bem representados no 3º, 4º e 5º quintil de renda, justamente aqueles entre as 60% maiores rendas médias domiciliares per capita.

Vale notar que no primeiro quintil de renda se encontra a população que auferia, em 1995 e 2007, rendimentos próximos a aproximadamente 1/3 do salário mínimo vigente nesses anos, valores esses, portanto, muito baixos.

Gráfico 5

Distribuição dos indivíduos por tipo de arranjo domiciliar, segundo a renda média domiciliar per capita por quintis de renda. Brasil, 1995 e 2007

0 20 40 60 80 10 0

sem idoso misto 1 idoso misto + 1 idoso só idosa só idoso só idosos 1995 2007 1995 2007 1995 2007 1995 2007 1995 2007 1995 2007

1º quintil 2º quintil 3º quintil 4º quintil 5º quintil

Considerando a literatura que trata da seguridade social brasileira, torna-se oportuno estudar o percentual da população residente em domicílios que recebem algum tipo de rendimento

(16)

15

não derivado do trabalho. A porcentagem de indivíduos residentes em domicílios que recebem algum tipo de aposentadoria ou pensão, programas sociais ou abono permanência aumentou de 33,19% em 1995 para 49,28% em 2007, o que representa um aumento absoluto de 42 milhões de pessoas. Quando a análise é feita segundo o número de indivíduos residentes em domicílios compostos por idosos e não idosos, constata-se um maior crescimento da população não idosa residente em arranjos caracterizados pelo recebimento de algum tipo de renda não derivada do trabalho, como mostra o gráfico 7. Nesse caso, o aumento em termos absolutos foi de mais de 29 milhões de pessoas. No caso dos domicílios compostos por idosos recebedores de algum tipo de aposentadoria ou pensão, abono permanência ou programas sociais, nota-se um aumento no número absoluto de seus residentes, cuja soma passou de cerca de 28 milhões em 1995 para aproximadamente 41 milhões em 2007. Em valores percentuais, porém, foi observada uma queda, 56% em 1995 para 44,1% em 2007.

O maior aumento proporcional do número de indivíduos que recebem algum tipo de renda não derivada do trabalho, residentes em domicílios que não contam com a presença de idosos, deve-se supostamente à implementação e expansão do Programa Bolsa Família (BF), programa de transferência direta de renda com condicionalidades que beneficia famílias em situação de pobreza e extrema pobreza, implementado em 20047. O número de beneficiários do BF, destinado em grande parte a famílias pobres com crianças e adolescentes de até 15 anos, chegou a pouco mais de 11 milhões de pessoas em dezembro de 2007, enquanto no mesmo período os benefícios emitidos pelo BPC atingiram a soma de menos de 1,3 milhões de idosos (Brasil, [2008?]; Brasil, [2009?]).

Gráfico 6

População absoluta e relativa residente em domicílios caracterizados pelo recebimento de algum tipo de aposentadoria ou pensão, programas sociais ou abono permanência,

segundo domicílios com a presença de idosos e domicílios sem idosos

Por outro lado, o gráfico 8 apresenta o aumento verificado ao longo dos anos no rendimento médio não derivado do trabalho dos indivíduos, segundo os tipos de domicílios nos quais residem. O maior aumento verificado foi referente às pessoas residentes em domicílios mistos e domicílios compostos apenas por idosos, os quais apresentaram um aumento ao longo dos doze anos de R$337,62 e R$323,81, nesta ordem. Esses valores são aqueles mais próximos do salário mínimo vigente em setembro de 2007, no valor de R$380,00. Os menores aumentos verificados, por sua vez, foram aqueles referentes às pessoas que habitavam domicílios sem a presença de idosos, que em 1995 auferiam R$116,14 e passaram a auferir R$136,62 em 2007; um aumento de apenas R$20,48 ao longo de 12 anos.

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16

O fato dos indivíduos residentes em domicílios com a presença de pelo menos um idoso apresentarem aumentos superiores no valor do rendimento médio não derivado do trabalho não contrasta de forma alguma com o fato de que em termos percentuais o recebimento de algum tipo de rendimento não proveniente do trabalho foi menor para essa população, como mostrado no gráfico 7. Isso porque o valor do benefício do BF é muito inferior ao valor do benefício do BPC. Os beneficiário do BF recebiam, em 2007, quantias que variavam entre R$18,00 e R$112,00, enquanto o valor destinado a cada beneficiário do BPC era de R$380,00, quantia essa 30% superior ao maior valor concedido pelo BF às famílias beneficiárias. Vale acrescentar que, dadas as regras de elegibilidade, uma família com a presença de mais de um idoso (ou com inválidos) pode acumular mais de um BPC, enquanto que o teto de recebimento do Bolsa Família é muito inferior ao valor do salário mínimo.

Gráfico 7

Rendimento médio não derivado do trabalho dos indivíduos, segundo as características dos arranjos domiciliares. Brasil, 1995 e 2007

O gráfico 9 apresenta a proporção da renda não derivada do trabalho na renda total dos indivíduos, segundo os tipos de arranjos domiciliares, e demonstra a importância que adquirem as transferências no que diz respeito aos idosos. Nota-se que houve um aumento ao longo dos anos em todas as categorias dos domicílios, e que as menores proporções são referentes aos indivíduos que residem em domicílios sem idosos, sempre inferiores a 10%. A renda média não derivada do trabalho adquire, em ambos os anos, muita importância no caso dos indivíduos residentes em domicílios que contam com a presença de um idoso, sendo eles mistos ou não, variando, em 2007, de um percentual menor, de 45%, no caso dos indivíduos residentes em domicílios mistos com um idoso apenas, até um percentual que chega a 89,1% da renda total das pessoas residentes em domicílios compostos apenas por idosas. Esse resultado confirma os achados de Paulo (2008), sugerindo que o recebimento do beneficio assistencial deve ter impulsionado a formação de domicílios unipessoais de idosos.

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Gráfico 8

Participação do rendimento não derivado do trabalho na renda domiciliar total dos indivíduos, segundo as características dos arranjos domiciliares. Brasil, 1995 e 2007

Adiante, é apresentada a distribuição dos indivíduos por tipo de arranjo domiciliar, quando a análise da renda média domiciliar per capita é feita ao se retirar todos os rendimentos provenientes de aposentadorias e pensões públicas e privadas, abono permanência e programas sociais.

O gráfico 10 ilustra claramente um grande aumento da proporção da população residente em qualquer tipo de domicílio caracterizado pela presença de um idoso no primeiro quintil da distribuição de renda, quando comparado com o gráfico 5. Esse fato ilustra a importância que adquirem as transferências de renda não só no que diz respeito à população idosa, mas também quanto aos familiares que com ela coabitam. Nota-se ainda que a ausência desse tipo de rendimento gera uma concentração no 1º quintil da distribuição ainda maior em 2007, o que pode ser explicado em parte pela implementação do BPC a partir de 1996. Esse tipo de transferência, assim como as aposentadorias e pensões, são mecanismos utilizados para a redução da pobreza e da extrema pobreza, mas grande parte de seus beneficiários passam a auferir renda suficiente para que possam fazer parte do 3º e do 4º quintil da distribuição do rendimento médio domiciliar per capita.

Gráfico 9

Distribuição dos indivíduos por tipo de arranjo domiciliar, segundo a renda média domiciliar per capita não provinda de aposentadorias, pensões, abono permanência e

programas sociais, por quintis de renda. Brasil, 1995 e 2007

0 20 40 60 80 10 0

sem idoso misto 1 idoso misto + 1 idoso apenas idosa apenas idoso apenas idosos 1995 2007 1995 2007 1995 2007 1995 2007 1995 2007 1995 2007

1º quintil 2º quintil 3º quintil 4º quintil 5º quintil

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18

4.2 Análise da desigualdade de renda

Para a análise da desigualdade da renda per capita dos indivíduos, segundo o tipo de domicílio o qual eles habitam, as categorias “misto 1 idoso” e “misto + 1 idoso”, e as categorias “apenas idosa”, “apenas idoso” e “apenas idosos”, utilizadas na análise descritiva, foram agrupadas nas categoria “mistos” e “apenas idoso”, respectivamente. Essa agregação pode ser realizada uma vez que as características dos primeiros dois tipos de domicílios, e as características dos domicílios habitados apenas por idosos, sendo eles unipessoais ou não, apresentaram padrões similares na análise descritiva dos arranjos domiciliares brasileiros desenvolvida neste estudo.

A análise do desvio logarítmico médio indica uma queda da desigualdade total entre 1995 e 2007. Seu valor, que no primeiro ano da análise era de 0,672, caiu para 0,558 doze anos depois8, como mostrado na tabela 3 mais adiante.

A tabela 2 apresenta as mudanças ocorridas na desigualdade dentro de cada um dos grupos da análise. É possível auferir, por meio dela, que os indivíduos residentes em domicílios não caracterizados pela presença do idoso estão sujeitos a desigualdades de rendas maiores, quando comparados com os arranjos mistos ou compostos apenas por idosos. Além disso, nota-se que todos os grupos apresentaram reduções de seus índices, especialmente o grupo dos indivíduos residentes em domicílios caracterizados pela presença de idosos apenas. Sua redução ao longo do período foi de 0,167, enquanto a menor queda se deu dentro do grupo dos indivíduos residentes em domicílios caracterizados pela ausência do idoso, cuja queda foi de 0,114.

Tabela 1

Desigualdade intra-grupos, medida pelo Desvio Logarítmico Médio. Brasil, 1995 e 2007

Domicílios 1995 2007 Sem idoso 0,694 0,580

Misto 0,566 0,449

Apenas idoso 0,611 0,449

Total 0,667 0,548

Como ilustrado pelo gráfico 5 do presente estudo, os idosos brasileiros concentram-se nos quintis mais ricos da distribuição média per capita de renda e sua taxa de pobreza é 2,6 vezes menor a da população total, enquanto a probabilidade de o idoso ser indigente é 5,2 vezes menor que a probabilidade de indigência da população em geral (SCHWARZER e QUERINO, 2002). Era já esperado, portanto, que a desigualdade dentro desse grupo assumisse valores menores que aqueles referentes à categoria “sem idoso”.

Um dos fatores que pode servir como explicação da queda na desigualdade de renda das categorias “apenas idoso” e “misto” é introdução do BPC, destinado a idosos que se encontravam na base da distribuição de renda da população. Seu caráter não contributivo implica no fato de que os indivíduos idosos que não contribuíram com a previdência, e portanto aqueles menos privilegiados, tornaram-se aptos a receber o valor de um salário mínimo, tornando-se, desta forma, menos desiguais em relação os idosos com renda superior a ¼ do salário mínimo e àqueles beneficiários da Previdência Social.

8_{O padrão de queda na desigualdade total encontrado é o mesmo quando comparado com o coeficiente de Gini,}

cujos valores foram de e 0,5959 em 1995; e 0,54884 em 2007. O índice de Gini de 1995 encontrado neste estudo é condizente com o valor encontrado por Barros et al., (2007), em 1995, de 0,599. O índice de Gini da distribuição do rendimento mensal de todos os trabalhos das pessoas de 10 anos ou mais de idade, ocupadas na semana de referência, encontrado com base na PNAD de 2007, foi de 0,528 (IBGE, 2008).

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19

No que diz respeito à desigualdade de rendimentos total, a maior parcela de sua contribuição em 1995 e 2007 deve-se à desigualdade intra-grupos, como é possível observar na tabela 3. Considerando que a parcela da população residente em domicílios sem idosos representa a grande maioria da população total, como ilustrado pelo gráfico 1 da seção 4.1 deste estudo, e que a contribuição da componente intra-grupos se deve em parte a um efeito composição, e em outra devido à desigualdade, era de se esperar que essa população seguisse o padrão da população brasileira em geral, caracterizada por um histórico de altos níveis de desigualdade. Muito pouco da desigualdade é explicada pelo fator inter-grupos - que pode ser decomposto em um efeito composição e um efeito preço, dadas as diferenças existentes entre os salários médios dos grupos e o salário médio da população (WAJNMAN e MENEZES-FILHO, 2003) - o qual apresentou, porém, um crescimento ao longo dos 12 anos, devido provavelmente à combinação do aumento percentual da população idosa e ao aumento do rendimento médio desse grupo.

Tabela 2

Desigualdade inter-grupos, intra-grupos e desigualdade total, medida pelo Desvio Logarítmico Médio. Brasil, 1995 e 2007

Desigualdade 1995 2007 Intra-grupos 0,66691 0,54770

Inter-grupos 0,00537 0,01028

Total 0,67228 0,55798

Vale notar que o período analisado é de apenas 12 anos, o que constitui-se em um intervalo de tempo muito reduzido para que mudanças demográficas sejam observadas. Se os dados relativos a 2007 pudessem ser substituídos pelos dados da população de 2050, a qual será composta, segundo estimativas de Carvalho e Wong (2006), por 20% de idosos com idade igual ou superior a 65 anos de idade, certamente o fator inter-grupos explicaria uma parte muito maior da desigualdade total de rendimentos verificada para o segundo ano da análise deste estudo.

4.3 Análise da variação da desigualdade de renda

Na análise da decomposição da desigualdade de renda total, 4 componentes desempenham diferentes papéis, que influenciam na mudança da desigualdade de diferentes maneiras: aqueles que podem ser atribuídos a mudanças na desigualdade intra-grupos, devido a fatores não relacionados com as mudanças demográficas, ceteris paribus [A]; mudanças na composição da população que alteram a componente intra-grupos da desigualdade [B]; mudanças na composição da população que altera a componente inter-grupos da desigualdade inter-grupos [C]; e mudanças relativas nos rendimentos médios dos grupos [D].

A tabela 4 apresenta a mudança total ocorrida na desigualdade de renda no Brasil, assim como a decomposição dos 4 fatores que a caracteriza. Os valores encontrados são muito baixos, como já se esperava. Praticamente toda a variação da desigualdade pode ser explicada pelas mudanças na desigualdade ocorridas dentro de cada grupo da análise (termo A), que apresentaram uma tendência de queda. A terceira e a quarta coluna (termos B e C) indicam o impacto dos componentes intra e inter-grupos devido a mudanças na estrutura da população. Juntos, refletem as mudanças ocorridas devido à maior participação dos idosos na composição dos arranjos domiciliares brasileiros. O valor negativo do termo B indica uma contribuição para a queda da desigualdade devido à componente do peso relativo de cada tipo de estrutura domiciliar ponderado pela média da desigualdade intra-grupos, o que significa que, nesse caso, os tipos domiciliares menos desiguais se tornaram mais prevalentes, enquanto o efeito do fator inter-grupos contribuiu, no sentido contrário, para o aumento da