Crescimento, Política Salarial e Desigualdade: O Brasil durante a
Década de 1960
Sam uel A. Morley
Jeffrey G. W illiam son (*)
A PR ESEN TA Ç A O
O le ito r b em pode in d a g a r po rq u e nos propom os n o v am en te a a b rir o d eb a te acerca dos d e term in a n tes da d istrib u ição de re n d a d u ra n te a década de 1960. P rim eiro , ju lg am o s d ispor de u m a m a n e ira m e lh o r de esclarecer os efeitos d istrib u tiv o s do crescim ento m acroeconôm ico e da p o lítica rep ressiv a de salário do que a u tilizad a no d eb ate original. Segundo, q u erem os dis
c u tir a in te rp re ta ç ã o em term o s de b e m -e star a resp eito das m u d an ças n a d esigualdade a v alia d a n u m a econom ia em cres
cim ento. Não h á d ú v id a de que a re n d a se to m o u m ais d esi
g u alm en te d istrib u íd a, no B rasil, d u ra n te os anos 60. Isso sig
nifica que a d istrib u ição em 1970 foi p io r que n a década de 1960, n u m sen tid o de b em -e star social. B oa p a rte da discussão do m odelo b rasileiro ig n o ra essa exigência e sim plesm ente e q u i
p a ra u m au m en to n a d esigualdade a u m a p io ra n a distribuição.
T ais conclusões n o rm a tiv a s são b asead as im p licitam e n te em funções de b em -e star social p artic u lares. F unções a lte rn a tiv a s lev am a conclusões n o rm a tiv as m u ito d iferen tes, dado o m esm o co n ju n to de fatos objetivos. P a ra e n te n d e r re a lm e n te as im plicações do “m odelo b ra sile iro ” em term o s de b e m -e star so-
(*) O s au to re s, S am u e l A. M orley e J e ffre y G . W illiam son, são, re sp e c ti
v a m e n te , professores d a U n iv ersid ad e de V a n d e rb ilt e d a U n iv e rsid a de de W isconsin (Mledison).
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ciai, os econom istas te rão que co n sid erar ex p lic ita m e n te a com posição da função de b e m -e sta r social, em b o ra q u a lq u e r função desse tipo seja su b jetiv a. A p a rte fin a l de nosso tra b a lh o con
tê m algum as m odestas incursões n e sta direção.
O tra b a lh o se inicia com u m a revisão das posições assu m i
das pelos p rin cip a is p a rtic ip a n te s no d eb a te sobre a d istri
buição.
1. INTRODUÇÃO
U m a posição, vig o ro sam en te su ste n ta d a p o r L angoni [7]
é de que um au m en to no coeficiente de G ini é esperado q u a n do u m país com a e s tru tu ra de produção in te rn a do B rasil e x p e rim e n ta u m ráp id o crescim ento. A p resen tam -se d uas razões.
O em prego no se to r u rb an o e in d u stria l com alto salário m édio cresce em relação ao em prego n a a g ric u ltu ra de baixo salário.
Isto é o que L angoni cham a de “efeito de escala” — alteração n a com posição da força de tra b a lh o d u ra n te o processo de cres
cim ento a u m e n ta rá o coeficiente de G ini com seg u ran ça algé
brica. A segunda razão p a ra a d esigualdade crescen te d u ra n te u m ráp id o crescim ento pode se r en c o n trad a n a visão neoclás
sica de L angoni do m ercad o de trab alh o . A d em an d a p o r tra b a lho a lta m e n te qualificado d ev eria a u m e n ta r m ais depressa que
ú dem an d a p o r tra b a lh o não qualificado, en q u a n to a elasticid a
de da o ferta do p rim eiro tip o de tra b a lh o d ev e ria ser m enor que p a ra o segundo. Isto le v a ria a am plos d iferen ciais de salá
rio, u m d esequilíbrio no m ercado de tra b a lh o que pode ou não se r auto-regulado, dependendo da capacidade do sistem a “ed u cacional” de p ro d u zir m ão-de-obra qualificada. L angoni consi
d era am bas as forças como resu ltad o s au to m ático s do cresci
m ento, in d ep en d en te da política g o v ern am en tal, e g ra n d em e n te responsáveis pela p io ra n a d istrib u ição d u ra n te 1960 e 1970.
U m a segunda posição m enos otim ista vem sendo desenvol- vcida p o r F ishlow [4], M alan e W ells [8], W ells CIO], e outros:
U m a piora n a d istrib u ição é u m a gran d e p a rte o resu ltad o da politíca sa la ria l do governo e estabilização d u ra n te m eados dos anos sessenta, ju n ta m e n te com a capacidade do tra b a lh o q u a li
ficado ou educado em estab elecer seu salário su b stan cialm en te acim a do n ív e l ditado pelo funcionam ento de u m m ercado de
m
tra b á lh o im pessoal. A pós 1964 o governo b rasileiro u tilizo u seus in stru m e n to s de controle p a ra qu e o salário m ínim o n ão au m en tasse à m esm a ta x a q u e os preços e a p ro d u tiv id a d e (1).
U m a das causas da pressão no sentido de fazer d e c lin a r os sa lá rios reais ocorreu no período de estabilização de 1964-65 q u an d o o governo, erró n e a ou in te n cio n alm n te, dependendo do ponto de vista, sistem a ticam en te fazia previsões q u e su b estim a v am a ta x a de inflação, previsões estas u tiliz a d a s em suas fó rm u las de a ju sta m en to de salário m ínim o. O erro foi co rrig id o ex post, m as os salários m ínim os co n tin u a ram a crescer m ais le n ta m e n te qu e o p ro d u to p o r tra b a lh ad o r. E m bora o salário m ínim o não te n h a declinado m ais desde 1967 — de fato ele au m en to u lev e
m e n te — o custo do tra b a lh o de salário m ínim o p o r u n id a d e de p ro d u to deve, ce rtam e n te, te r caído de m a n eira c o n sid eráv e l(2).
N a o u tra e x tre m id ad e da escala, F ishlow a rg u m e n ta que os salários su b iram m uito m ais ra p id a m en te do qu e seria espe
rado, baseado n a ta x a de expansão do em prego p a ra a m ão-de- o bra especializada e n a elasticidade da oferta. E sta posição é apoiada em um rece n te estudo em pírico de B acha [2] e im plica q u e os m e lh o r educados u sa ra m sua força de m onopólio p a ra a u m e n ta r seus p róprios salários, explo ran d o sua in flu ên cia polí
tica p a ra d im in u ir os salários dos não qualificados profissio
n alm en te.
Q uando se te n ta lig ar a política sa larial à deterio ração n a d istrib u ição de ren d a, nota-se qu e u m a não conduz in e v ita v e l
m en te à o u tra. Em p rim eiro lu g ar, salário m ínim o e m édio são dois conceitos m u ito diferentes; A cum ulou-se considerável evidência nos anos recen tes de que o salário m édio su b iu m ais que o salário m ínim o legal. P orém , m u ito m ais im p o rta n te é o fato d e que os salários m ínim os estáv eis podem te r au m en tad o o em prego.
A política pode te r levado a um au m en to no flu x o de m ão- d e-obra de em prego agrícola de b aix a rem u n era ção (ou d esem prego) p a ra seto res u rb an o s de m aior rem u n eração . À m edida em que as d em an d as p o r trab a lh o não qualificado não são to ta l
(1) Os salário s re a is co m eçaram re a lm e n te a d e c lin a r em 1962, b em a n te s do p ro g ra m a de co n tro le sa la ria l.
(2) E s ta colocação só seria v e rd a d e ira se n ão houvesse u rn a g ra n d e su b s
titu iç ã o de tra b a lh o n ã o q u alificad o por q ualificad o , o que p arece u m a h ip ó tese razoável.
m en te insensíveis aos custos relativ o s dos fato res, a política de salário m ínim o d ev e te r ocasionado u m a expansão n as opor
tu n id a d e s de em prego p a ra os tra b a lh a d o re s agrícolas, tra b a lho u rb an o m a rg in a l e desem pregados. Se se está rea lm en te in te re ssa d o em a ta c a r a pobreza, são estas as pessoas que d ev e
rão en tão a tr a ir a m aio r p rio rid ad e. Não é óbvio que a política de salário m ínim o p reju d ic o u este grupo. R ealm ente, à m edida em que as o p o rtu n id ad es de em prego se to rn a ra m m ais ab u n d an tes do que seriam de o u tra form a, este grupo foi aju d ad o às expensas da classe tra b a lh a d o ra u rb a n a não q u alificad a já em p reg ad a. N as discussões sobre p o lítica de salário m ínim o, quase to d a a atenção foi focalizada sobre a tran sfe rên c ia de re n d a da m ão-de-obra de b aix a qualificação p a ra os lucros.
E m b o ra esta c a ra c te rístic a reg ressiv a do desenvolvim ento b ra sileiro não seja m u ito a tra e n te , não d ev e rá obscurecer as tra n s ferên cias ain d a m ais im p o rta n te de trab a lh o em pregado, aos m a rg in a lm e n te em pregados ain d a m ais abaixo do p erfil de renda.
O u tra explicação óbvia a “d eterio raçã o ” a longo prazo na d istrib u ição d u ra n te a década de 1960 é a dolorosa estabilização a c u rto prazo que ocorreu e n tre 1964 e 1967. O controle da inflação p reju d ic a tip icam en te os pobres, pois são os tra b a lh a dores m arg in a is ou não qualificados que p erd em seus em pregos d u ra n te a recessão induzida que, quase in v a ria v elm en te, acom p an h a ta l prog ram a. No B rasil a posição dos pobres deve te r si
do e x a ce rb a d a pela política rep re ssiv a de salário m ínim o, dado q u e não só o desem prego cresceu d ra m a tica m e n te — u m fato a se r colocado abaixo — m as os que p e rm an ece ram em pregados v iram o re a l v a lo r de seus salários cair em 20% e n tre 1964 e 1967, quando a estabilização o rto d o x a te rm in o u (3).
Se a estabilização causa u m a d eterio ração n a distribuição de ren d a, como L angoni pode e s ta r certo de que a d eterioração re su lta do crescim ento? O crescim ento é d esig u alad o r ou não é? E sta é a questão fu n d a m e n ta l que foi le v a n ta d a no debate brasileiro. A questão não pode ser resp o n d id a com u m apelo aos dois censos dos anos de 1960 e 1970, desde que o p rim eiro é m u ito a n te rio r ao início da estabilização e o segundo se deu d u ra n te a recuperação. A única fo rm a de tr a ta r esta questão é c ria r u m m odelo de econom ia capaz de g e ra r u m a d istrib u i
ção de re n d a de m odo endógeno, sim u la r os eventos m acroeco-
(3) V. [4], p. 400.
I l l
nôm icos da década de 1960, e en tão iso lar os efeitos da estab i- jização e do crescim ento. E m u m a rtig o a n te rio r desen v o lv e
m os ta l m odelo, a fim de e x p lo ra r as im plicações d istrib u tiv a s da p o lítica de d esenvolvim ento da década de 1950.
O m odelo é esten d id o ag o ra p a ra a década de 1960 a fim de v e rific a r o q u e m o stra rá sobre as co n trib u içõ es se p arad as do crescim ento, estabilização e p o lítica sa la ria l d u ra n te e sta im p o rta n te década. O m odelo é sim ples e rígido ao ex trem o , m as é ap resen ta d o como exem plo do que consideram os como a fo rm a m ais pro m isso ra de a ta c a r a q u estão p o lítica chave q u e em erg e da ex p eriên cia b ra sile ira d u ra n te a década de 1960: O crescim ento económ ico conduz a u m a m elh o ra ou a u m a d e te rioração n a d istrib u ição de re n d a?
A organização do tra b a lh o ap resen ta-se como se segue. N a seção 2 ap resen tam o s nossa “h istó ria m o d e lad a” dos anos 60. É nossa estim a tiv a d e como te ria sido a d istrib u ição de re n d a no B rasil com a p erfo rm a n ce re a l de crescim ento e estabilização da década, m as com a e s tru tu ra re la tiv a a 1960 rig id a m e n te m an tid a. E ste exercício p erm ite-n o s e s tim a r sep arad am en te, n a seção 3, as contribuições da estabilização, política sa la ria l e crescim ento p a ra as m u d a n ças n a d istrib u ição d u ra n te a déca
da. A seção 4 u tiliza o m odelo p a ra e x p lo ra r as p ro v áv eis fo n tes de “dispersão de sa lário s”, e n q u a n to a seção 5 se v o lta p a ra alguns p ro b lem as chaves que devem ser co nfrontados ao e x tra ir conclusões de b e m -e star b aseadas n as m u d an ças n a d istrib u ição de re n d a n u m a econom ia em crescim ento.
2. CRESCIM EN TO , P O L ÍT IC A SA L A R IA L E D E SIG U A L DADE: O M ODELO D E E STR U TU R A R ÍG ID A DE SALÁRIO
Q uando os dados d escritivos de d istrib u ição de re n d a p a s
sada fin a lm en te se to rn a m disponíveis, é n a tu r a l que os re s ponsáveis pelas decisões de política re c o rra m aos cien tistas so
ciais p a ra u m a explicação da h istó ria rece n te da d istrib u ição e p a ra e stim a r os efeitos das políticas ad o tad as d u ra n te o período, E m b o ra post hoc ergo propter hoc o raciocínio seja a tra e n te , fre q u e n te m e n te está errad o . E x iste m ta n ta s o u tra s in flu ên cias agindo sobre a d istrib u ição de ren d a, que não se pode e s ta r segu
ro de que as m u d an ças observadas sejam p ro v e n ie n te s de a lg u
m a o u tra causa q u e não a p o lítica investigada. P o r exem plo, devido ao ráp id o crescim ento da re n d a e da força de trab a lh o 110 B rasil, m esm o u m a política n e u tra em relação à distribuição te ria induzido u m a m u d an ça n a s m edidas de d istrib u ição a tr a vés do tem po.
Não se pode in te rp re ta r a alteração n u m a m ed id a como o coeficiente de G ini e n tre 1960 e 1970 como o resu ltad o de um a dada política. A trib u ir toda a alteração no coeficiente de G i
n i a u m política p a rtic u la r é eq u iv alen te a assu m ir que, n a a u sência da política, os novos p a rtic ip a n te s d a força de trab a lh o após 1960 te ria m obtido em pregos ou e n tra d o em classes de re n d a ex a ta m e n te n a proporção da d istrib u ição de 1960. Isto é se g u ra m en te u m a hipótese irracio n al, dadas as elasticidades ren d a d iferenciais da d em an d a e exigências de qualificação de d iferen te s produtos. Como u m a a lte rn a tiv a , esta seção cons
tr u ir á u m m odelo sim plificado da econom ia b rasileira. O m o
delo a p re s e n ta rá u m a e stim a tiv a oposta co n creta de q u al te ria sido o coeficiente de G ini em 1970, sob as condições reais da o ferta de tra b a lh o e crescim ento do pro d u to , m as sob um reg i
m e de “E s tru tu ra R ígida de S a lá rio ” O btém -se então, u m a es
tim a tiv a do efeito do alarg am en to da e s tru tu ra de salários, com parando-se as d istribuições re a l e h ip o tética p a ra 1970. R es
ta a trib u ir a responsabilidade do alarg am en to à política, à fo r
ça dos tra b a lh a d o re s e ao desem penho do m ercado convencio
nal. Em u m artig o a n te rio r [9] desenvolvem os u m m odelo li
n e a r in p u t-o u tp u t p a ra p esq u isar o efeito de v ária s políticas de d em an d a ag reg ad a sobre a distrib u ição de ren d a. E ste m esm o m odelo é m uito bem ad ap tad o p a ra u m a análise das trê s fases
“id a -p a ra d a -id a” da década de 1960, incluindo a estabilização.
A lém disso, o m odelo pode iso lar o im pacto de m u d an ças sa la
riais rela tiv as, sejam causadas p o r escassez de m ão-de-obra ou po r política g o v ern am en tal, pois supõe u m a e s tru tu ra sa larial constante. Com efeito, o m odelo supõe que a d em an d a p ara qualificações de trab a lh o cria sua p ró p ria oferta. E m bora esta possa ser u m a suposição p obre p a ra certos propósitos, é m uito ú til aqui: u san d o as políticas de d em an d a ag reg a d a p rev alecen te s e a e s tru tu ra sa la ria l in tra -in d u s tria l constante, o m odelo leva a u m a estim ativ a c o n tra fa ctu a l de como seria a d istrib u i
ção se o governo não houvesse em preendido u m a política sa la
ria l e /o u se o crescim ento da d em an d a não tivesse levado a um alarg am en to nos diferenciais de salários, n a fo rm a d escrita por Langoni. Infelizm ente, não serem os capazes de te s ta r o m ode
lo, com parando sua capacidade de se e n q u a d ra r em alg u m p e
113
ríodo de tem po, com o p udem os fa ze r em u m a rtig o an te rio r.
D iferenças e n tre o desem penho h istórico da econom ia b ra sile ira e nossa “e s tru tu ra sa la ria l ríg id a ” c o n tra fa c tu a l serão d ev id as ta n to a m u d an ças n a e s tru tu ra sa la ria l q u an to a erro s n a espe
cificação do m odelo. No e n tan to , dado nosso sucesso a n te rio r em re p ro d u zir p ad rõ es de p ro d u to p a ra a década de 1950, e s ta mos confiantes em que a m a io r p a rte da d iferen ç a e n tre a h is
tó ria e o c o n tra fa c tu a l se d ev a a m u d a n ças salariais, e não a erro de especificação.
Como esta introdução, voltem os ao m odelo em si. P a r a os leito res não fam iliarizad o s com nosso artig o a n te rio r, r e p e tire mos a descrição básica do m odelo ([9 ], pp. 39-42). É baseado em u m sistem a de produção in sum o-produto am pliado p o r u m a m atriz de necessidades de c a p ita l p a ra g e ra r in v estim en to en- dogenam ente. S ua e s tru tu ra é desenvolvida em te rm o s d e t a x as de crescim ento, visto que este processo p arece m enos sensí
v el a erro de m ensuração sobre os coeficientes. O crescim ento p a ra q u a lq u e r in d ú stria é p o r definição ig u al a u m a m édia p o n d erad a das ta x a s de crescim ento das d em an d as fin al e in te rm e diária, em que os pesos são a p arce la de cada categ o ria n as v e n das to tais da in d ú stria em questão. F o rça-se a ta x a de cresci
m ento do p ro d u to em cada se to r a sa tisfaz er a ta x a de cresci
m ento exógena n a d em an d a final. A id e n tid a d e de crescim ento p a ra cada in d ú stria pode ser escrita fo rm a lm e n te como:
(1) Sj = j dijXjj + dicCi + cíiRgi + d izZi + d icei, 2 em que Sj = ta x a de crescim ento da o ferta to ta l n a in d ú s tria i
djj = p erce n tag e m das v en d a s to ta is da in d ú stria i, q u e v ai p a ra a in d ú stria j,
Xij = crescim ento da d em an d a pela in d ú stria j p a ra o p ro d u to in term e d iá rio da in d ú stria i,
Xi = ta x a de crescim ento da in d ú stria i,
d ic = p erce n tag e m das v en d as to ta is de in d ú stria i consum ida, Ci = ta x a de crescim ento da d em an d a do consum idor p a ra o
p ro d u to da in d ú stria i,
d ig = p erc e n tag e m das v e n d a s da in d ú stria i com prada pelo governo
g i' = tá x ã d é 'c re sc im e n to da d em an d a do governo,
d iz = p erc e n tag e m das v en d as da in d ú stria i p a ra satisfazer a d em an d a de in v estim en to
z-, = ta x a de crescim ento da d em an d a de in v estim en to p a ra i, d ic == p erce n tag e m de ven d as da in d ú stria i ex p o rtad a, e e L = ta x a de crescim ento das exportações.
Os dij são obtidos a p a r tir de u m a ta b ela in p u t-o u tp u t, divi
dindo-se cada ite m de u m a lin h a p ela som a das linhas. Assim,
( 2 ) 2 d ^ 4 - d i C ~b d ig -f- d iZ -j- d i C = 1 .
o
As m e tas exógenas de su b stitu ição de im portações conver
te m a ta x a de crescim ento da o ferta to ta l em u m a ta x a de cres
cim ento de o ferta in te rn a :
Si = jtiXi + (1 -Jti) mi, mi = p(,iSi, em que (1 -jti) = im p o r
tân cia re la tiv a das im portações n a o ferta to tal, = m e ta de su b stitu ição à im portação (|Xi = 1 indica n e n h u m a su b stitu ição à im p o rtação ), im = ta x a de crescim ento das im portações.
A dem an d a p a ra bens de c a p ita l em cada se to r é considera
da como u m a função lin e a r de produção, e a com posição de ca
p ita l é co n stan te po r setor. Isto p erm ite escre v er + *jx j5 em que kij é a ta x a de crescim ento do estoque de b en s de ca p ital em uso pelo seto r j e o fertado pelo se to r i, tj é a elasticid ad e da produção de ca p ital no se to r j. A ta x a de crescim ento do inves
tim en to é relacio n ad a à ta x a de crescim ento do ca p ita l por Zij = kij + kij/kij = TjXi. P a ra cada seto r que p ro d u z b ens de capital, calcula-se o crescim ento no in v estim en to como um a som a p onderada,
(3) Z, = m2 EijTjXj, 1 = 1
em que é a p o rcen tag em das v en d as to tais de bens de cap i
tal pelo se to r i ao seto r j.
115
S u b stitu in d o (2) e (3) em (1), obtém -se u m sistem a de n equações sim u ltâ n eas que pode se r resolvido p a ra a ta x a de crescim ento de cada in d ú stria co n sisten te com as ta x a s de cre s
cim ento da d em an d a fin al:
X1 111
1-(1-TT1) yl
Xn -a , d ,
nl nl - d nzE
_
a l l d ll d l z E l l Tl a lnd ln“ d lzE l n Tn
n n
- a d - d E t
nn nn nz nn n
— -1
f, 1
•
•
fn
. _
ou, em notação m atricial:
(4) X = [D] 1 F.
O ij-ésim o elem ento de [D] 1 d en o ta o efeito de u m a m u d ança de um porcento n a ta x a de crescim ento da d em an d a f i
n a l p a ra a in d ú stria j sobre a ta x a de crescim ento da in d ú stria i. (É a elasticidade da produção de i com rela ç ão à d em an d a fin al p a ra j). O v e to r de d em an d a fin al é u m a som a p o n d erad a das ta x a s de crescim ento do consum o, d em an d a do governo e exportações:
(5) fi — d icCi + diggi + d icei,
em que é a ta x a de crescim ento da d em an d a fin a l p a ra os p ro du to s da in d ú stria i.
A s p arcelas da d em an d a fin a l p o r período fo ram calculadas ano a ano de acordo com:
t-1 t-1
d (1 4- c) ic
t-1
1 + X i
(6) d =
1C
A ta x a de crescim ento da d em an d a do consum o, cf, foi ge
ra d a pelas funções consum o. A s p arcelas do governo e de e x portação fo ram a ju sta d a s su b stitu in d o as v ariá v eis exógenas,
gi e ei p o r Ci n a equação (6). A ta x a de crescim ento do g o v er
no foi suposta ig u al em todos os setores (exceto em m a q u in a ria e eq u ip am en to de tra n sp o rte s), com a ta x a to ta l ig u al àq u ela a trib u íd a pelas contas nacionais. A s ta x a s de crescim ento da exportação, é claro, são dadas de m odo exógeno pelos seus v a lores históricos. O m odelo se processa do m odo sequencial. D a
do um conjunto de p arce la em u m ano-base, gera-se d1 e F1 que se u tiliza m p a ra p ro d u z ir o v e to r das ta x a s de crescim ento do p ro d u to no ano-base. D adas as ta x a s de crescim ento no ano- base, pode-se ca lcu lar a ta b e la in p u t-o u tp u t do segundo ano, D 2, e assim p o r diante, a té qu e 11 anos de ta x a s de crescim en
to setoriais sejam acum ulados.
D ado o v e to r das ta x a s de crescim ento do pro d u to , é um a sim ples questão de e stim a r as e statístic as da d istrib u ição de re n d a que interessam . A m a triz da p articip ação do tra b a lh o no ano fin al da sim ulação (1962, 66, 70) é d e riv a d a do ano-base aplicando-se a ta x a in d u stria l de crescim ento, co rrig id a pelas d iferen ças nos req u isito s de tra b a lh o p o r u n id ad e de produto:
( 7 ) I A j = [ ( 1 + X i ) l i ] « L V
em que IAj = m o n ta n te de tra b a lh o n a classe de qualificação (ren d a) j, in d ú stria i, ano t,
li = elasticid ad e tra b a lh o /p ro d u to , ig u al à p ro p o r
ção do crescim ento do em prego e do p roduto n a in d ú stria i, d u ra n te o período 1959 — 1970.
L°ij = nijL0! em que n^- é a proporção de tra b a lh o n a in d ú stria i, n a classe de qualificação (re n d a) j, de acordo com o censo de
m ográfico de 1960.
TA B ELA 1
TA X A S DE CRESCIM EN TO SIM U LA D A S (S) E R E A IS (A) NO AG REG AD O : 59-70
1959--70 1959--62 1962--66 1966-■70
Agregados S A S A S A S A
M a n u fa tu ra .069 .073 .098 .099 .026 .031 .093 .099 A g ric u ltu ra .048 .044 .059 .060 .024 .031 .065 .046
PN B .067 .069 .087 .084 .024 .031 .084 • 081
TABELA 2
TA X A S DE CR ESC IM EN TO SIM U LA D O (S) E R E A L (A) P O R SETO R: 1950-70
Setores S A
E letricid ad e .068 079
C om ércio .055 .057
S erviços .073 .073
M ineração .070 .113
N ão M etálicos .064 .073
M etal .088 .093
M a q u in aria .077 .090
M a q u in aria E létrica .114 .132
E q u ip am en to de
T ra n sp o rte .113 .127
M adeira S e rra d a .064 .034
M obiliário .076 .070
P ap el .081 .080
B o rrach a .091 .106
Couro .061 .027
Q uím icos .079 .115
D rogas .081 .084
Cosm éticos .080 .084
P lásticos .168 .170
T êxteis .034 .016
V estuário .044 .036
A lim entação .040 .049
B ebidas .043 .035
Tabaco .053 .051
P ublicações .061 .057
D iversos .083 .083
C onstrução .055 .030
T ran sp o rtes .071 .084
F o n te: V eja te x to e ap ên d ice d e dados.
Pode-se o b te r en tão a p articip aç ão do tra b a lh o em cada classe de qualificação (ren d a) som ando as in d ú stria s:
A s ta x a s de absorção de tra b a lh o p o r d istin ta s classes de qualificação podem ser d eriv ad as tam bém , como o podem os coeficientes de G ini, som ando todas as in d ú stria s de m odo a c o n s tru ir d istrib u içõ es de ganhos (ren d a) p o r classe de q u a lificação (de re n d a ). E m b o ra se ad o tem os term o s qualificação, ganhos e classe de re n d a de m odo in te rcam b iáv e l, deve-se en fa
tiz a r que “re n d a ” in clu i ordenados, salários, ren d as, ju ro s e dividendos. Pode-se fa lh a r n a m en su ração ad eq u ad a dos lucros distrib u íd o s, m as o conceito de re n d a é razo a v elm en te am plo.
O m odelo sim ulou trê s fases se p arad as co rresp o n d en tes à expansão d u ra n te os anos de 1959-62, a estabilização em 1962-66, e a recu p eração em 1967-70. As v a riá v e is exógenas — o cres
cim ento das despesas do governo, despesa agregada, e x p o rta ções, re n d a disponível e o p a râ m e tro d e su b stitu ição de im p o r
tação — fo ram estab elecid as em seus n ív eis históricos no início de cada fase. O m odelo gerou en tão u m a ta b e la de Insum o- P ro d u to e u m v e to r de d em an d a fin a l p a ra cada ano e os subs
titu iu em (4) p a ra d e riv a r a estim a tiv a de crescim en to da pro dução dom éstica p a ra cada setor. E stas ta x a s de crescim ento fo ra m en tão alim e n tad a s em u m a m a triz de req u isito s de tr a b alh o p a ra o ano fin al de cada fase, p a ra g e ra r a distribuição da força de tra b a lh o h ip o té tica p o r in d ú stria e classe de renda.
N ossas estim a tiv a s de d esigualdade de re n d a se b aseiam nestas d istribuições da força de trab alh o .
3. CRESCIMENTO E DESIGUALDADE DURANTE A DÉCADA DE 1960: REAL E SIMULADO.
A p esar de não poderm os, em n e n h u m sentido form al, te s ta r nosso m odelo de sim ulação, é tra n q u iliz a n te o b se rv a r que seu p e rfil de produção se to rial conserva u m a sem elhança b a sta n te p ró x im a aos dados de produção re ais da década de 1960. Como o le ito r pode o b serv ar a p a r tir das T abelas 1 e 2, o m odelo foi m uito bem sucedido em estab elecer p adrões de p rodução e ta x as de crescim ento relativ o n a econom ia. O m odelo ten d e a e x a g e ra r a redução n a form ação de ca p ita l d u ra n te a recessão, desde que falh a em reco n h ecer a ex istên cia de cap acid ad e ocio
sa. A lém do m ais, e x a g era a ta x a de crescim ento da a g ric u ltu ra d u ra n te os últim os anos da década. E stes erros, no en tan to , com pensam quase que e x a ta m e n te u m ao outro, levando a esti-
119
m ativ a do crescim ento do PN B a e s ta r m u ito p ró x im a da h is tó ria real. Isso significa que as estim a tiv a s de em prego a g re gado g erad as pelo m odelo serão b a s ta n te boas, em b o ra a d is
trib u ição e n tre a a g ric u ltu ra e o seto r u rb a n o e s te ja lig e ira m en te erra d a, p a rtic u la rm e n te e n tre 1966 e 1970.
E stam os p re p ara d o s agora p a ra e x a m in a r as m u d an ças da d istrib u ição dos ganhos d u ra n te a década de 1960 e sua causa ap a re n te. O G ráfico 1 re su m e v isu a lm e n te a inform ação em term o s do coeficiente de Gini. O p ain el su p e rio r co m p ara nossa h istó ria sim u lad a com os dados “re a is”, como foi re la ta d o p o r F ishlow e L angoni. A lguns re su lta d o s im p o rta n te s em erg em da com paração. P rim e ira m e n te , a im plicação do p a in e l A é de que a d istrib u ição dos ganhos no B rasil te ria m elhorada se a e s tru tu ra salarial tivesse perm an ecid o a seu n ív e l de 1960. A explicação é su ficien tem en te sim ples, m as é quase sem p re v ista por alto no debate: o rápido crescim ento a longo prazo d im in u iu o n ív el de desem prego “efetiv o ” O p ain el A oferece as e s ta
tístic as de d istrib u ição p a ra a força de tra b a lh o total, incluindo a desem pregada. O le ito r n o ta rá a ín tim a correspondência e n tre o coeficiente de G ini no p ain el A e nosso índice sim ulado de
“in a tiv id a d e do tra b a lh o ” no p ain el B. O ponto de p a rtid a do m odelo p a ra o índice de in a tiv id a d e do tra b a lh o é de 14,7%
de “desem p reg ad o s” em 1960. N a realid ad e, a cifra se re fe re à p o rcen tag em de “população econom icam ente a tiv a ”, re la ta n d o n en h u m a ren d a n este ano ([4 ], T ab e la 1, p. 392). A cifra citad a p o r F ishlow ([4 ], T ab ela 5, p. 399) p a ra 1970 é de 11,7%, su rp re e n d e n tem en te p ró x im a à cifra p re v ista pelo m odelo, de cerca de 11%. A m en sag em de nossa sim ulação é b em clara: em países com u m a g ran d e força de tra b a lh o n a a g ric u ltu ra de b a ix a p ro d u tiv id ad e, em que as ta x a s de desem prego são a ltas em todos os lugares, e onde a e s tru tu ra sa la ria l é rígida, o rápido crescim ento está melhorando a distribuição de renda. N a r e a lidade, com parem -se as d istrib u içõ es sim uladas p a ra a força de tra b a lh o empregada no p ain el C, com a do p ain el A, em q u e são incluídos os desem pregos. A in d a n a hipótese de u m a e s tru tu r a sa larial rígida, a d istrib u ição e n tre pessoas em p reg ad as te n d e à d esigualdade d u ra n te a década. A p en as quando se in clu em os desem pregados é que a ten d ên cia se in v erte . Se a ta x a de desem prego é u m a in flu ên cia d is trib u tiv a cru cial a longo prazo, en tão segue obv iam en te que q u a lq u e r crescim ento agregado que red u z a força de tra b a lh o não q u alificad a ociosa te n d e rá a te r u m efeito positivo sobre a d istrib u ição da ren d a, in d ife re n te ao c a rá te r deste crescim ento. A m ensagem é ain d a m ais clara a c u rto prazo.
121
O G ráfico 1 sugere que u m a p arc e la m u ito g ra n d e das te n dências de desig u ald ad e d a década deve se r a trib u ív e l à fase de estabilizações de 1962-1966. E ste re su lta d o é co n sisten te com u m rece n te estudo efetu ad o p o r W ells [10], citado com aprovação p o r F ishlow ([5 ], p. 16), que co n sid era o período crítico de desigualdade como ten d o ocorrido d u ra n te os anos de estabilização. E n q u an to ta n to F ish lo w q u an to W ells a rg u m e n tam que o com ponente de p o lítica sa la ria l do reg im e de estabilização é resp o n sáv el pela ev id en te d esigualdade, a sim u lação no G ráfico 1 sugere u m a explicação sim ples: a e s ta b ili
zação é reg ressiv a pois a in te rru p ç ã o do crescim ento g e ra desem prego. U m ponto e le m e n ta r da m acroeconom ia talvez, m as ficou perdido no d eb ate da desigualdade.
A afirm ação de que o crescim ento m elh o ra a d istrib u ição de re n d a p arece e s ta r em conflito com o “efeito de escala” de Langoni, m as não está. L angoni, seguido K u zn e ts [6], e n fa tizou que a tra n sfe rên c ia da m ão-de-obra p a ra os setores u rb a nos de a lta re n d a nos p rim eiro s estágios de crescim ento re s u l
ta ria alg eb ricam en te em u m a p io ra do coeficiente de G ini glo
bal. E n q u an to é ú til sa lie n ta r este efeito de com posição, o le ito r d ev eria le m b ra r que o arg u m e n to se aplica ap en as à força de tra b a lh o em pregada. A im p o rtâ n cia do efeito de escala ou de com posição pode ser v ista se se o b se rv ar n o v am en te o p ain el C, em que são relacionados os coeficientes de G ini p a ra a força de tra b a lh o em pregada. E m bora não p areçam c o rre la cionados com a ta x a de crescim ento d a econom ia a cu rto prazo, cada coeficiente de G ini a u m e n ta a década como u m todo. E n contram os evidência sim ilar dos efeitos de “escala” em nossa análise a n te rio r da década de 1950. Os efeito s de “escala”
surgem do crescim ento re la tiv a m e n te ráp id o da m a n u fa tu ra , pois esta é um seto r de alto salário m édio (a lta q ualificação).
No se to r in d u stria l os efeitos de com posição são m ais fracos, apesar do dinam ism o dos b en s de consum o duráveis, m a q u i
n a ria e in d ú stria s quím icas, qu e tam b ém possuem alto s sa lá
rios (e req u isito s de qualificação) com relação ao resto da in d ú stria. Como se v iu acim a, o lev e au m en to no índice de desigualdade e n tre os em pregados é u ltrap a ssa d o pelo m ovi
m ento da ta x a de desem prego; o coeficiente de G ini no p ain el A e o índice de desem prego no p ain el B são a lta m e n te c o rre lacionados.
O le ito r pode c o n te sta r que a ten d ên cia se cu la r p a ra baixo do coeficiente de G ini no p ain el A e x a g era a p ro g re ssiv id a d e
do crescim ento. É claro q u e ex ag era. E n q u an to a sim ulação supõe u m a e s tru tu ra sa la ria l constante, sabe-se, a p a r tir do p ain el C, que um ráp id o crescim ento causa u m escassez de irab alh o qualificado em relação ao não qualificado. A m plos diferen ciais de p ag am en to são in e v itá v eis n e s ta situação e atu a- rão de m odo a com pensar a red u ção em nosso índice de desi
gu aldade devido ao desem prego em declínio. A questão-chave no en tan to , é: em q u an to ? O fato de que os diferenciais de salários re a lm e n te se a m p lia ra m d u ra n te a década de 1960 não oferece u m a resposta, pois as causas da am pliação ainda não fo ram identificadas. P o r exem plo, F ishlow arg u m en to u que o au m en to nos salários rela tiv o s do tra b a lh o qualificado e dos a d m in istrad o res excede em m u ito o que p o d eria ser ex plicado pela escassez de tra b a lh o qualificado e pelas d iferentes elasticid ad es oferta. Se a posição de F ishlow fo r correta, parece b a s ta n te im p ro v áv el que a conexão crescim ento-salário re la tivo seria su ficien te m en te p o te n te p a ra re v e r te r nossa conclu
são: caso os desem pregados sejam levados em consideração, o crescim ento se ria no sentido de m e lh o r d istrib u ição ap esar dos efeitos de escala ou com posição. O alarg am en to da e s tru tu r a de p agam entos te ria ocorrido in d ep en d en te do desem pe
nho da econom ia. Se, p o r o utro lado, F ishlow não e stiv er certo, e L angoni fo r confirm ado, então terem o s duas forças confli
ta n te s em ação. O ráp id o crescim ento em p reg a o ex ército de re se rv a dos não qualificados, prom ovendo assim a m e lh o r dis
tribuição. Im plica ta m b ém em u m crescim ento desequilibrado do produto, que favorece os setores que re q u e re m fo rtes doses de ca p ital h u m an o e físico, prom ovendo desse m odo o “a la r
gam ento sa la ria l” e a desigualdade e n tre os em pregados. O que dom ina?
E ste p ro b lem a parece e s ta r no centro da análise contem po
rân e a da distribuição.
4. “ALARGAMENTO DA ESTRUTURA SALARIAL”
BRASILEIRA: CONJECTURAS
Os ex p erim en to s relacionados n a seção 3 co n firm am a im p o rtân cia da m u d an ça de salários e ganhos rela tiv o s como re s ponsáveis pela piora n a d istrib u ição e n tre 1960 e 1970. Se o ]ado da produção de nosso m odelo fo r u m a rep rese n taç ão razo á
vel da econom ia b rasileira, e seu desem penho de p rodução
123
sugere que o é, en tão a g ra n d e 'd ife re n ç a e n tre nossa “e s tr u tu ra sa la ria l ríg id a ” co n tra fa c tu a l e a d esig u ald ad e v erifica d a deve ser devida à m u d an ças dos salário s relativ o s. N otando-se apenas as d iferen te s inclinações das ten d ên cias de L angoni- F ishlow e a sim ulação no G ráfico 1 (p ain el A ), pode-se a p re c ia r o quão sig n ifican te deve te r sido o ala rg a m e n to n a e s tr u tu ra de pagam entos.
Como se viu, no e n tan to , nosso m odelo não pode se p a ra r d ire ta m e n te as m u d a n ças sa lariais que re s u lta m d a operação n o rm al (neoclássica) dos m ercad o s de tra b a lh o das induzidas p o r controle sa la ria l d iscrim in ató rio . E n q u an to q u e a direção do efeito d e “escala” neoclássica é co n firm ad a em nossos experim entos, não se pode o ferecer confirm ação ou negação d ire ta sobre a alegação de L an g o n i de qu e a m a io r p a rte do alarg am en to sa la ria l foi re su lta d o do processo de cres
cim ento e não da p o lítica sa la ria l do governo ou da posição de m onopólio dos g ere n te s e ad m in istrad o res.
A solução do d eb a te sobre o “alarg am e n to de e s tru tu ra sa la ria l” re q u e r u m m odelo m ais sofisticado que d eterm in e os salários endogenam ente. S eria u m a verg o n h a, no e n tan to , igno
r a r a evidência in d ire ta q u e fornece nosso m odelo de “e s tru tu ra sa larial ríg id a ” A T ab ela 3 relacio n a alg u n s indicadores relevantes. Em u m m undo de salários rela tiv o s fixos, de que form a o ritm o e o p ad rão do crescim ento b rasileiro d u ra n te a década de 1960 se tra d u z ira m em ta x a s de expansão da d em an d a p o r trab a lh o qualificado? Q uais são as ta x a s de crescim ento nos req u isito s de tra b a lh o p o r classe de qualificação pelo m odelo? P a ra a década como u m todo, as classes m ais a lta m en te q u alificad as d e s fru ta ra m re alm en te da m ais rá p id a e x pansão da d em an d a — d en o m in ad a B*, 4,8% p o r ano p a ra a lta
j
qualificação e3,2% p a ra os não qualificados, u m a d iferen ça de 1,6%. É v erd ad e tam bém , ignorando o período de estabilização, que os diferen ciais de B* e ra m m u ito m aio res n a d écada an te-
j
rio r que p o sterio rm en te. O d iferen cial de B* da classe 8 com relação à classe 1 é de 3,4% p o r ano até 1962, e 1,75% p o r ano após 1966. Se a d iferen ça re fle te u m a dim inuição n a tu ra l do efeito de “com posição”, à m ed id a em que a in d u strialização segue seu curso, ou se o co n tra ste é a trib u ív e l às duas e s tra té gias com erciais m u ito d ife ren te s en caix ad as nesse período, é u m p ro b lem a qu e leva dem asiado longe (V eja-se, no en tan to ,
[9] sobre este ponto).
TA B E L A 3
T A X A S DE CR ESCIM EN TO EM R E Q U IS IT O S DE
“T R A B A L H O ” P O R Q U A LIFICA ÇÃ O , 1960-1970, IN F E R ID O 3jC
P E L A SIM U LA ÇÃ O (EM PO R C E N T A G E M ): B j(t) j-ésim a C lasse de
G anhos ou Q u alifi
cação
(D (2) (3)
Período de Tempo
(4)
1960-62 1962-66 1966-70 1960-70
1 5.41 .36 5.00 3.20
2 4.58 .12 4.61 2.82
3 4.56 .02 4.91 2.89
4 4.93 -.17 5.38 3.05
5 5.09 -.43 5.47 2.97
6 5.37 -.2 8 5.49 3.12
7 7.05 .58 6.15 4.07
8 8.76 1.07 6.75 4.87
A gora, então, este d iferen ciais B* em p re sta m apoio à afir
m ação de Langoni, de que o “m o n ta n te ” n a distenção salarial é devido às forças de d em an d a associadas com o ráp id o cresci
m ento e m u d an ça e s tru tu ra l? Ou, ao invés, apoiam a a firm a
ção de F ishlow , de que “u m a ta l explicação é decisivam ente re je ita d a p a ra o desem penho da década como u m todo”
([4 ], p. 18)?
V am os supor que as funções d em an d a e o ferta de trab alh o p o r classe de qualificação podem ser re p re se n ta d a s por:
_ s .
(9) Lj = AjWj e
D P i
(10) Lj = BjWj
A prem issa neoclássica, n a tu ra lm e n te , é de que os salários ten d em a e q u ilib ra r os m ercados de trab alh o . D ada esta p re
125
missa, e expressando as taxas de crescimento anuais por *, então:
* *
(B, - A,)
W j = ---
(«j - P i )
em que J3j ^ 0 é u m a elasticid ad e d e salário da d em an d a p o r trab alh o , aj ^ 0 u m a elasticid ad e oferta, A* u m a ta x a exógena de expansão d a o ferta, e B* a ta x a exó g en a de m u d a n ç a da dem anda de trab a lh o , que é exógena aos m ercados de trab alh o , m as endógena a u m m odelo de produção. D esde que o d eb a te e n tre Fishlow e L angoni se relacio n a com os diferenciais de salário e a e s tru tu ra sa larial, a expansão seg u in te d ev e rá ser m ais rele v an te:
* * ( B k - A k) ( B j - A j )
(1 1) (w k - w,) =
(« t - Pk) («j Pi)
Q uando a expressão (11) supõe v alo res positivos, as ta x a s salariais estão crescendo a ta x a s m ais ráp id a s em classes de alta qualificação. Q uanto m a io r fo r (11), m ais p ro n u n ciad o é o “alarg am en to sa la ria l”. A T ab ela 6 re la ta o alarg am en to sala
ria l re a l d u ra n te a década de 1960, basead a n as estim a tiv a s dos ganhos reais de L angoni, p e r capita, nos dados dos dois censos,
* *
1960 e 1970. O ú ltim o im p lica em q u e (w8 - Wi) — 2,76% p o r ano, rea lm e n te u m alarg am en to m a rcan te . A T abela 3 fornece estim a tiv a s de B*. L em brem o-nos de que B* id en tifica a ta x a
3 j ,
de m u d an ça n a d em an d a p a ra tra b a lh o do j-ésim o qualificado, produzida pela p ró p ria sim ulação. Não é o crescim ento do e m prego re a l ou observado, em b o ra os dois e ste ja m o b v iam en te correlacionados.
Os A* a p re se n ta m u m p ro b lem a em pírico m u ito m ais d ifí
cil. R e p re sen tam as m udanças exógenas n a o ferta de trab alh o . Nosso m odelo está baseado n a hipótese de que os em pregos possuem c e rta exigências de habilidade. Essas h ab ilid ad es são fre q u e n te m e n te ad q u irid as no em prego. A educação g eral-
m eti facilita a aquisição de habilidades" m a£ Urna expansão" na ío rça de trab a lh o com in stru ção não é, em nosso en ten d er, eq u iv alen te a u m a expansão da força de trab a lh o qualificada.
P o r exem plo, u m au m en to no n ú m ero de pessoas grad u ad as p ela u n iv ersid ad e não é o m esm o que u m au m en to em ad m i
n istrad o res. P a ra estes, u m período de tre in a m e n to é essen
cial, e isto leva tem po. A distinção que estabelecem os aqui é im p o rta n te u m a vez que no B rasil houve u m a trem e n d a e x pansão de n ú m ero de pessoas g rad u ad as, ta n to pela u n iv e r
sidade como pela escola secundária, d u ra n te os anos 60. Isto rep resen to u u m aum ento eq u iv alen te n a o ferta de m ão-de-obra qualificada? Não pensam os assim. Não sabendo quais seriam os v erd ad eiro s A*, estabelecem os 2,6% p a ra todos, a ta x a de cres
cim ento do PEA. O le ito r d ev eria co n serv ar em m en te que nossas conclusões,infelizm ente, serão sensíveis a essa escolha(4).
A gora a questão é, sob esses v alo res assum idos p a ra os A* e a tra v és de u m cam po de variação razo áv el p a ra os outros p a râ m etro s exógenos (a, J3), pode se r atrib u íd a à dem an d a a tax a de alarg am en to de salário n a m a g n itu d e de 2,76%, isto é, ao d iferen cial (B8 - Bi) = 1,63? B aseados n a T ab ela 4 a resposta é “sim ”.
A T abela 4 ex p lo ra dois casos: Caso I, em que a dem anda de trab a lh o é insensível ao salário (J3i — = 0), e Caso II, em que é ad m itid a ce rta sensibilidade, m as de acordo com a lite r a tu ra em pírica, a elasticidade é m a n tid a m enor que a u n i
dade (fa = Bx — 0,5). A lite ra tu ra indica tam b ém que as elasticidades o ferta de trab a lh o são m u ito m aiores p a ra q u ali
ficação m ais b aix a — in fin ita no ex tre m o de ex ced en te de tr a balho p a ra m aiores qualificações. Sob tais suposições a re s
peito de o ferta de trab alh o , apenas os valores a sudoeste da diagonal são relev an tes. Segundo F ishlow ([5] ta b ela 4, p. 17), parece im p ro v áv el que as elasticidades de o ferta p a ra a lta q u a
lificação poderiam ex ced er em m u ito a u n id ad e a m édio prazo.
N esta am pla gam a de v alo res de p arâm etro s, o alarg am en to sa larial m ais baixo im plícito é de 1,23, ou 45% da ta x a obser-
(4) A g ra n d e d ife re n ç a e n tre nossa conclusão e a de F ishlow em seu t r a balh o de 1973 é devida ao fa to de que ele estabeleceu o A* p a r a o tra b a lh o qu alificad o como igual à ta x a de crescim en to dos g rad u ad o s n a u n iv e rsid ad e n a fo rça de tra b a lh o . U m a vez que isto re p re s e n ta um g ra n d e núm ero, ele assev era que n ã o fosse p ela p o lítica s a la ria l os d iferen ciais de salário s e n tre g rad u ad o s pela u n iv e rsid ad e e tr a b a lho não q u alificad o te ria m declinado.
v a d a de 2,76. Se se s e n tir q u e a d em an d a de tra b a lh o é quase que co m p letam en te in elástica em relação ao salário no Brasil, en tão o lim ite in ferio r é de 1,90, ou seja, m ais de dois terços do alarg am en to sa la ria l observado.
Concluindo, se é aceita nossa visão a resp eito da expansão exógena da habilidade, nosso m odelo sugere que a “m a g n itu d e”
dos g ran d es diferenciais de salário e n tre os assalariados é a tr i
b u ív el às forças do m ercado convencional, originando-se ao crescim ento d esequilibrado do p ro d u to que favorece aqueles setores que são in ten siv o s em h ab ilid ad es e m áquinas, ao invés do controle sa la rial não desem penhado pelo m ercado. Essas forças d e seq u ilib ran tes sobre o lado da d em an d a governam o declínio n a ta x a de desem prego e, dessa form a, parecem in v e r
te r nossa conclusão a n te rio r de q u e o crescim ento brasileiro nos anos sessenta foi progressivo.
U m a o u tra fo rm a de in te rp r e ta r a m ensagem desse ex e r
cício é no sentido de que a e s tru tu ra da d em an d a n u m a econo
m ia em crescim ento desem penha um papel-chave n a determ i
nação das ren d as relativ as, e p o rtan to , n a d istrib u ição de renda.
Não deveria su rp re e n d e r g ran d em en te aos b rasileiro s o fato de que, em sua econom ia, onde d u ra n te a década de 1960 as in d ú stria s de bens de consum o d u ráv eis cresceram a 13%, en q u an to a a g ric u ltu ra cresceu a 4,4%, ou onde p ro d u to s quí
m icos cresceram a 11,5% en q u an to os tê x te is em m enos que 2%, que o crescim ento tivesse u m efeito no sentido da desigual
dad e sobre os salários relativos. E n treta n to , n ad a sugere que essa e s tru tu ra p a rtic u la r de d em an d a seja in ev itáv el. Em g ran d e p a rte é o resu ltad o da política g o v ern am en tal. Assim, aqueles que desejam u m a distrib u ição de re n d a m ais igualitária, pod eriam ser bem m ais efetivos, dem andando u m a m udança nas p rio rid ad es setoriais, ao invés de alteraçõ es n a legislação salarial.
5. AVALIAÇÃO DA DESIGUALDADE BRASILEIRA: O QUE ISTO REPRESENTA PARA OS POBRES?
E m bora não p areçam e sta r de acordo em quase n a d a além disso, todos os com entadores do d eb ate sobre a desigualdade e crescim ento no B rasil parecem concordar em que houve u m aum ento su b stan cial no coeficiente de G ini d u ra n te os anos 60,
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qué este au m en to re fle te u m crescim ento n a d esig u ald ad e de renda, e que a desig u ald ad e h á de se r d ep lo rad a e corrigida.
As páginas seguintes q u estio n am a visão c o rre n te de q u e u m aum ento n a d esigualdade eq u iv ale a u m a p io ra n a d istrib u içã o de ren d a. N ossas d ú v id as originam -se de d u as fontes. P r i
m eiro, como u m in d icad o r de b em -estar, ao invés, sim plesm ente, de u m ind icad o r de desigualdade, o coeficiente de G ini a p re senta u m viés fav o ráv el à classe m édia.
Se a preocupação resid e p rin cip a lm e n te no b e m -e sta r do pobre, o coeficiente de G ini é u m a m ed id a p re c á ria p a ra e x tr a ir conclusões sobre b e m -e sta r social. S egundo, todas as m ed id as d e desigualdade são baseadas em alteraçõ es n a posição re la tiv a , ignorando os m elh o ram en to s absolutos n a re n d a de m odo geral.
C ertam ente, ta n to os n ív eis de re n d a rela tiv o s como os abso
lutos têm alg u m a relação com o b em -e sta r social.
Q uando são com paradas d u as d istrib u içõ es de re n d a , cos
tum a-se u tiliz a r alg u m a m ed id a ag reg ad a como o coeficiente de Gini, ou a v a riâ n c ia do log da ren d a. E m bora essas m edidas incitem a classificação do b em -e sta r p o r g rau s de d esig u al
dade, sabe-se bem que ta is classificações só não são am bíguas no caso especial em que as cu rv as de L orenz não se in te rc e p ta m ao descrev erem d ife ren te s distribuições. S em p re que elas se in terc ep tare m , o a n a lista n ão pode e v ita r de especificar sua fu n ção de b em -e sta r social, se q u ise r classificar as distribuições.
A tkinson [1] m o stro u que, em b o ra to d a m ed id a u sa d a p a ra classificar distrib u içõ es im p liq u e em alg u m ju lg a m e n to social, o an alista m u ito ra ra m e n te p arec e e s ta r consciente do qu e isto significa. C ada m ed id a contém alg u m esquem a de p o nderação p ara ren d a s individuais, d eriv ad o im p licitam e n te de u m a fu n ção de b em -estar social. Se esta função de b em -e star social su b jacen te fosse ex p licitad a, alg u m as das m edidas m ais conhe
cidas p o d eria m se r ab an d o n ad as u m a vez que focalizam o b em e sta r da classe “e r r a d a ” A tk in so n propôs e n fre n ta r esta situ a ção fro n ta lm e n te , usando u m índice de d esigualdade a lte rn a tivo que d eriv o u ex p licita m e n te de u m a função de b em -e star social. E ste índice contém u m p a râ m e tro qu e pode se r v aria d o de acordo com o peso que se d e se ja r a trib u ir à posição re la tiv a das v á ria s classes de ren d a. O índice te m a g ra n d e v a n ta g em de m o stra r como a in te rp re ta ç ã o da d esig u ald ad e depende do ponto de v ista de cada um , que é refle tid o no esquem a de ponderação.
D esde q u e as cu rv as de L orenz, q u e d escrevem a d is tri
buição de re n d a b ra sile ira em 1960 e 1970, se in te rc ep ta m , apli- car-se-á o índice de desigualdade de A tk in so n aos dados de ren d a b ra sile ira p a ra se v e rific a r se alg u m a luz pode ser la n çada sobre o d eb ate da distribuição. O índice de desigualdade de A tk in so n é:
1 - 2 Yi 1-e i (-7T-) Wi
1 7-e yi é a re n d a m édia da classe i,
y é a re n d a m édia global,
Wi é a p o rcen tag em da população n a classe de re n d a i.
A tkinson denom ina o p a râ m e tro e, “u m a m edida de aversão à d esig u ald ad e” À m edida em q u e au m en ta s, m ais peso é dado às tra n sferê n c ias n a p a rte in ferio r da d istrib u ição e m enos às tran sferên cias n a p a rte superior. À m edida que e->oo, o índice reflete ap en as as tran sfe rên c ia s à classe m ais b aix a — a pobreza.
Se £ — 0, então, com efeito, conta ap en as a re n d a ag regada e a distrib u ição é irre le v a n te . Os riscos são favorecidos q u an do 0 < s < 0,5 e a classe m édia por valores p róxim os a 1,0.
A v an tag em do índice é de que se pode a trib u ir v alo res de p a râ m etro s “fav o ráv eis” em relação à pobreza, à classe m édia ou à classe alta, e ex a m in a r a sensibilidade dos índices de desi
g u ald ad e a estas a titu d e s políticas a ltern a tiv as.
TA B ELA 5
N ÍV E IS DE D ESIG U A LD A D E, 1960-1970, COM U SO DO ÍN D IC E DE A T K IN SO N
Dados dos Censos (T otal da F o rça de T rabalho)
I960 1970
1 . s = 0,5 2. £ = 1,5 3. £ = 4,0 4. £ = 10,0
0,342 0,180 0,628 0,725
0,370 0,328 0,640 0,713
A T ab ela 5 a p re sen ta os índices de A tk in so n p a ra 1960 e 1970. Os resu ltad o s re fle te m a intersecção das cu rv as de Lorenz, m o stra d a no G ráfico 2, que foi traçad o de fo rm a a in c lu ir o desem prego. Como o le ito r pode observar, a cu rv a de L orenz p a ra 1970 encontra-se acim a da cu rv a p a ra 1960 a té p o r volta de 40% da população — os 40% in ferio res do Banco M undial
(V. [3]).
E xiste, p o rtan to , u m v alo r do p a râ m e tro que alcan çará este m elh o ram en to no estra to in fe rio r e d ar-lh e-á um peso suficien
te m en te g ran d e p a ra que en c u b ra a posição d ecíin an te da popu
lação no estra to m édio da distribuição. A ssim , n a T abela 5, q u an to m aior o v alo r atrib u íd o a e (q u an to m aio r o peso a tri
buído ao estra to in ferio r da população), m e lh o r a m edida de b e m -e star que se obtém p a ra os anos 60.
U m a das m aiores iro n ias do debate da d istrib u ição é que sem pre foi levado a efeito em term o s do coeficiente de Gini, o qual, porém , re p re se n ta u m índice ponderado de classe média.
A tkinson descobriu, p a ra u m a “cross-section” internacional, que seu índice se m ovia da m esm a fo rm a que o coeficiente de G ini p a ra valores de e iguais a 1,0 e m enores, v alo res corres
pondentes a níveis b a s ta n te baixos de aversão à desigualdade.
O coeficiente de G ini é com parável a u m índice de A tkinson, que se situ a em algum a p a rte e n tre as d u as lin h as superiores na tabela, am bas m o strando crescente desigualdade. M as o índice de A tk in so n to rn a a fonte da ten d ên cia à desigualdade b a sta n te clara: com pesos do coeficiente de G ini, a ênfase é colocada sobre o fato de que, à d ire ita da cu rv a de Lorenz, a lin h a de 1970 está abaixo da lin h a de 1960. Assim , se se u sa r o m ovim ento no coeficiente de G ini como base p a ra a firm a r que a distribuição de re n d a piorou no B rasil, está se afirm ando in a d v e rtid am en te que a p erd a re la tiv a daqueles do m eio é m ais im p o rta n te qu e o ganho rela tiv o dos da p a rte inferio r.
O pro b lem a pode ser ap resen tad o de o u tra form a. A n te
rio rm en te, n este artigo, notam os que os críticos do governo associaram o p ro g ra m a do salário m ínim o com o au m en to na desigualdade d u ra n te a década de 1960. A inda que fosse v e r
dade que o alarg am en to observado n a e s tru tu ra sa larial fosse a trib u ív e l à política salarial, m ais do que a forças neoclássicas convencionais, e a seção a n te rio r parece negá-lo, o índice de A tk in so n sugere que este arg u m en to ainda seria enganoso. A p e
nas ao se u sare m pesos de classe m édia ou rica é que o índice
133
indica u m au m en to n a desigualdade. M as já se v iu qu e o coefi
ciente de G ini se com p o rta como o índice de A tkinson, desde que se u sem os pesos de classe m édia. E n q u an to qu e a p o lí
tica de salário m ínim o pode te r co n trib u íd o p a ra o a u m en to do coeficiente de Gini, sua co n trib u ição p a ra u m índice de d esi
g u aldade p o nderado p ela pobreza é m enos clara. A razão é que ao m enos tr in ta p o r cento, e p ro v a v elm e n te u m a p o rc e n ta gem m uito m a io r da força de tra b a lh o b ra sile ira tra b a lh a p o r m enos que o salário m ín im o (5) M a n te r baixo o salário m ínim o é, no p io r dos casos, irre le v a n te p a ra este g ru p o de tra b a lh a dores e, no m e lh o r dos casos, pode e x p a n d ir sus o p o rtu n id ad es de trab alh o , caso a d em an d a p a ra tra b a lh o não q ualificado responda aos preços rela tiv o s dos fatores. A p o lítica re p re ssiv a de salário m ínim o pode te r m an tid o baixos os ganhos dos t r a balhadores protegidos p ela legislação, m as ta m b ém pode te r dim inuído o desem prego e au x iliad o a exp an são da força d e trab alh o u rb an a.
Os dados re fe re n te s aos ganhos de re n d a re a l re la tiv a d u ra n te a década são com patíveis com essa in te rp retaç ã o . N a T abela 6 os m aiores ganhos em re n d a re a l estão concentrados no estrato in ferio r e su p e rio r do p e rfil de re n d a (6). No m eio da distribuição, onde a população está su je ita ao salário m ínim o, encontram os os m en o res g anhos de re n d a real.
Se nos preocupam os p rin c ip a lm e n te com os p o b res no B rasil, então a tra n sfe rê n c ia no e stra to in fe rio r pode re p re se n tar u m ganho social m ais sig n ifican te do que a p e rd a social
(5) F ishlow e stim a que 31% d a s fa m ília s g a n h a v a m m enos do que o s a lário de pobreza b asead o n o salário m ín im o do N o rd este, a ju s ta d o p e las d ifere n ça s re g io n a is n o cu sto de vida. (V. [4], pp. 393-4).
(6) Os g an h o s ab solu tos de r e n d a n o e s tra to in fe rio r são su p erv alo rizad o s n u m a ex ten são n ã o co n h ecid a, devido a u m erro de m e n su raç ão d a re n d a de 1960 p a r a os tra b a lh a d o re s ag ríco las, e a expulsão de t r a b alh o ag ríco la d u r a n te a d écad a. P a r a aqueles que fo ra m tr a n s f e r i
dos do cam po, a re n d a to ta l de 1970 e sta v a n a fo rm a de salário m o n e
tário , e n q u a n to u m a p a rte d a r e n d a de 1960 en g lo b av a o consum o de pro d u to s produzidos em seus p ró p rio s lotes de te rra . E sta re n d a n ão foi a n u n c ia d a em 1960 e, po r e sta razão, a m u d a n ç a p a r a o s ta tu s de a s sa la ria d o p ro d u ziu u m a u m e n to visível, po rém ilusório n a ren d a.
D evem os este p o n to a C laudio S alm . E n tre ta n to , sen tim o s que o p a d rão em fo rm a de “tig e la ” dos g an h o s de r e n d a re a l é m u ito re g u la r e m u ito co n siste n te com o u tra evid ên cia, p a r a ser explicado sim p les
m e n te com o u m erro n a m e n su ra ç ã o d a re n d a do tr a b a lh o ag ríco la su b stitu íd o .
T A B ELA 6
M UDANÇAS N A REN D A R EA L P E R C A PIT A PO R C LA SSE DE RENDA, 1900-1970
P E R C E N T IL M udança de p o rcen tag em
M udança ab so lu ta em Cr$ po r m ês
0—10 28.0% 7
10—20 20.8 10
20—30 18.3 13
30—40 14.6 14
40—50 9.5 12
50—60 6.3 10
60—70 7 7 15
70—80 20.9 47
80—90 34.7 106
90 e acim a 66.9 545
S u p erio r 75.4 853
5
S u p erio r 73.6 1758
1
F onte: [7], p. 64
d eriv ad a da tra n sferê n c ia p a ra o e stra to superior. Isso não q u er d izer que não se deplore a tra n sfe rê n c ia do m eio p a ra o topo, n em que a distribuição de 1970 fosse a tra e n te ou ótim a. N a tu ralm e n te, u m país onde os 40% in ferio res da população gan h am som ente 10% da re n d a nacional, en q u a n to os 5% do estrato su p e rio r g an h am u m terço, não é u m país que resolveu seu p ro b lem a de distribuição. A lém disso, dever-se-ia le m b ra r que esses ganhos do e stra to in ferio r, dos quais estam os falando, m o n tam a cerca de 10 cruzeiros p o r mês, en q u a n to os ganhos do topo são de c in q u en ta a cem vezes m aiores em term o s abso
lutos. E stes nú m ero s não são a tra e n te s e m o stram q u an to ainda re sta a ser feito. N ossa m ensagem é de que esses p adrões r e la tivos de crescim ento de re n d a re p re se n ta m em boa p a rte o resu ltad o do m esm o processo de crescim ento que tro u x e os
