A caracterização da pobreza urbana ao longo do tempo ... · A caracterização da pobreza urbana...

R. bras. Est. Pop., São Paulo, v. 24, n. 1, p. 139-161, jan./jun. 2007

* Este artigo é derivado da Dissertação de Mestrado “Permanência, Transição, Vulnerabilidade? três análises dinâmicas sobre apobreza no Brasil”, orientado pela Professora Ana Flávia Machado. Agradeço os comentários de Ana Flávia Machado, André BrazGolgher, Ana Maria Hermeto Oliveira, Simone Wajnman, Sergei Soares e dos pareceristas anônimos. Apesar disso,permaneço como o único responsável por eventuais erros e omissões.** Pesquisador do Centro Internacional de Pobreza/UNDP e Cedeplar/UFMG.

A caracterização da pobreza urbana ao longodo tempo: aplicação do modelo idade-período-

coorte na estimação das tendências deprivações crônica e transitória no Brasil*

Rafael Perez Ribas**

Ao longo das últimas décadas, a pobreza no Brasil vem mudando seu perfil,devido, em parte, a alterações no padrão de reprodução e mortalidade dapopulação. Da mesma forma, os desenhos de políticas sociais, especialmentede combate à pobreza, tomaram outros rumos. Nesse aspecto, a pertinênciadesses novos desenhos depende da natureza da condição de baixa renda,podendo ser entendida como um fenômeno permanente ou temporário e,principalmente, da tendência de mudanças nessa composição transitória-crônica(T-C). O objetivo deste trabalho é justamente analisar essa tendência, assim comoo processo de incidência da pobreza urbana, em termos de mudanças ao longodo tempo e de gerações de indivíduos, projetando medidas futuras de privaçãona renda. Para tanto, é utilizado um modelo de idade-período-coorte (IPC) sobrea pobreza, absoluta e relativa, observada nas PNADs entre 1995 e 2003, e sobresua composição T-C estimada. Os resultados apontam que o efeito coorte é maisexpressivo do que o de período sobre a redução da pobreza recentemente, emespecial de seu componente crônico. Já o componente transitório apresentatendência de aumento ao longo do tempo.

Palavras-chave: Pobreza crônica e transitória. Modelo idade-período-coorte(IPC). Projeção de pobreza.

Introdução

O perfil da pobreza no Brasil passoupor diversas mudanças nos últimos 30 anos(ROCHA, 2003). Parte dessa reconfigura-ção da população de baixa renda estárelacionada a mudanças ocorridas na com-posição das famílias brasileiras nas últimasduas décadas, que, segundo Medeiros eOsório (2002), provêm da alteração nos pa-drões de reprodução, mortalidade e estadoconjugal. Juntamente com essas mudanças,o desenho de políticas sociais no Brasil

acaba seguindo novos rumos, princi-palmente nos últimos dez anos (ARBACHE,2003).

Segundo Villalobos (2000), as políticassociais necessariamente tornam-se maiscomplexas ao longo do tempo, sendo neces-sário adaptá-las e ajustá-las dentro da tarefade modernização do Estado. O tratamentohomogêneo e padronizado dos problemassociais, sem atenção especial desde odiagnóstico, em relação ao grupo específicoatingido ou à situação que se quer enfrentar,acaba por gerar crises na eficiência e eficá-

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A caracterização da pobreza urbana ao longo do tempoRibas, R.P.


1 Como exemplo, Rios-Neto e Oliveira (1999) projetam as taxas de participação feminina e masculina na PopulaçãoEconomicamente Ativa brasileira.

cia de programas. Nesse aspecto, segundoMcKay e Lawson (2002), a distinção entregrupos de indivíduos cronicamente pobrese transitoriamente pobres implica políticasdiferenciadas, mais apropriadas para cadacaso. Gaiha e Deolalikar (1993) afirmam quemedidas de mudança para corrigir falhasde mercado, como o de trabalho ou de cré-dito, podem ajudar a aliviar a pobreza transi-tória, porém não causam nenhum impactosobre a pobreza persistente. Já as políticasde transferência de renda condicionadas àacumulação de capital humano podemamenizar a pobreza crônica, mas não ga-rantem necessariamente uma situação deseguridade aos indivíduos.

O trabalho de Ribas e Machado (2007)identificou que, entre 1995 e 2003, quasetrês quartos da pobreza observada paraindivíduos com idade entre 27 e 50 anos,em 1995, decorrem de um componente crô-nico. No entanto, apesar de traçar um perfildas pobrezas transitória e crônica, o retratodestes oito anos não ilustra com clareza oprocesso longitudinal dessa composição.Uma maneira de estimar essas tendênciasestá em controlar três dimensões críticasdeste tipo de análise: a idade do evento; operíodo de sua ocorrência; e a coorte dosindivíduos envolvidos.

Dessa forma, o objetivo deste trabalhoé analisar a tendência de incidência da po-breza urbana e de suas procedências (es-truturais ou transitórias), em termos de mu-danças ao longo dos períodos e das gera-ções de indivíduos, dissociada da trajetóriade ciclo de vida dessas pessoas. Com isso,pretende-se ainda projetar as medidas deprivação, identificando o rumo de um dosproblemas sociais brasileiro. Para cumpriresse objetivo, é utilizado um modelo de esti-mação de idade-período-coorte – IPC (GLENN,1976; GOLDSTEIN, 1979; RODGERS, 1982),que possibilita isolar o efeito puro das trêsdimensões dentro de uma análise intertem-poral, servindo também de base para técni-cas de projeção da distribuição futura dedeterminado atributo na população.1

Cabe salientar que, para estimar ocomponente crônico da pobreza, conside-raram-se determinantes as característicasinerentes aos indivíduos, tais como sexo,raça, escolaridade, região de residência eperíodo de nascimento, além dos efeitosconjunturais. Essa escolha foi realizada porcausa do método de estimação markoviano,com base num pseudopainel, e pela pos-sibilidade de controlar a endogeneidade noprocesso de transição, com um melhor ajus-te dos instrumentos (RIBAS; MACHADO,2007). Por outro lado, o modelo IPC, apli-cado sobre os componentes já estimados,é mais simples e sua estrutura objetivaunicamente investigar processos ao longodo tempo.

A fonte dos dados utilizada é a Pes-quisa Nacional por Amostra de Domicílios(PNAD). Os microdados dessa pesquisa sãoorganizados em forma de um painel em-pilhado para 1995, 1997, 1999, 2001 e 2003.A medida de pobreza adotada para cadaindivíduo deriva da comparação entre suarenda familiar per capita e uma linha depobreza, definida em termos de privaçõesabsoluta e relativa.

Este artigo divide-se em cinco partes,além dessa introdução. Na primeira, sãoespecificados os modelos de decompo-sição transitória-crônica e de efeitos IPCsobre a pobreza. Na segunda, descreve-sea metodologia de estimação, apresentan-do fonte e tratamento das informações e técni-cas econométricas utilizadas. Os resultadosdas regressões do modelo IPC são repor-tados na terceira parte e os das projeçõesencontram-se na seção seguinte. Por úl-timo, são traçadas algumas consideraçõesfinais com base nesses resultados.

Especificação do modelo

Uma maneira simples, porém precisa,de se analisar a pobreza ao longo de tempoé utilizar um modelo que integre os efeitosde idade, período e coorte de nascimentoem uma mesma estrutura determinante do

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processo. Além disso, a pobreza obser-vada, em determinados períodos, pode pro-vir de diferentes aspectos, em termos desua persistência, ou condicionalidade, e deseu risco, ou transitoriedade. SegundoMcKay e Lawson (2002), a pobreza crônicapossui características e determinantes dis-tintos de uma condição de privação transi-tória, não podendo ser tratadas de umamesma maneira.

Funções de pobrezas crônica e transitória

O modelo de análise da pobreza emaspectos crônicos e transitórios é baseadona abordagem de componentes, propostapor Jalan e Ravallion (1998, 2000), queprioriza a deficiência de renda ao longo dotempo. A finalidade é distinguir o compo-nente constante da renda, determinante dapobreza crônica, do componente de flu-tuação, determinante da pobreza transitória,assumindo a hipótese de renda perma-nente das famílias (ou indivíduos). Partindodo modelo original de Ravallion (1988) eJalan e Ravallion (1998, 2000), Ribas eMachado (2007) propõem uma decompo-sição semelhante sobre a propensãoindividual à pobreza, com base na transiçãode estados entre dois períodos.

Supondo que é uma função detransformação das características inerentesao indivíduo j, , constante no tempo, e desua renda no período anterior, , em umarenda individual permanente e que avariável aleatória , comum a todos, trans-

formada pela função idiossincrática determina os desvios dessa renda ao longodo tempo, a renda total do indivíduo j, noperíodo d, , é representada como:

Com esse indicador-base de rendaindividual, a pobreza observada no tempod pode ser avaliada como uma função de , tal que:

onde é a função de pobreza em umadata específica.

A medida de pobreza crônica é defini-da pelo componente de , que éfunção apenas da renda permanente

, de tal forma que:

onde é a renda inicial de j e representa os estados da natureza rea-lizados em períodos passados.

Não havendo choques na renda no

tempo d, ou seja, e , apobreza observada neste período seráigual à medida de pobreza crônica. Casocontrário, um componente residual na dife-rença entre de é identificado. Essecomponente é definido como a medida depobreza transitória:

Para medidas intertemporais ou agre-gadas de pobreza, é feita uma suposiçãode aditividade sobre a função. Dessa forma,a pobreza de um indivíduo ao longo do tem-po é dada pela média das medidas observadas ao longo do tempo. O mesmoocorre com as medidas intertemporais depobrezas crônica e transitória.

Pelo modelo de Ribas e Machado(2007), como a renda permanente dependedos eventos ocorridos no passado, é atri-buído à medida de pobreza crônica umcomponente de dependência de estado.2

Por outro lado, apesar de sua neutralidadesobre a pobreza crônica, a incerteza sobreos eventos no presente, ou simplesmente orisco incorrido sobre os indivíduos, se refletenas medidas estática e intertemporal dapobreza transitória.

Dado , a pobreza, as-sim como seus componentes, pode ser fun-ção da pobreza no período anterior. Logo,

2 Essa dependência é evidenciada quando a probabilidade de ser pobre, em d, é consideravelmente maior entreaqueles que, em d-1, eram pobres do que entre os que eram não-pobres.

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no tempo d, a função de probabilidade de oindivíduo j ser pobre pode ser representadacomo:

onde é a probabilidade de persistênciana pobreza, dada a condição inicial no esta-do, e é a probabilidade de transitar paraa pobreza, dada a condição oposta no perío-do anterior.

A partir dessa função, é possível cal-cular uma medida estacionária de pobreza,

desde que e . Num am-biente estacionário, a propensão à pobreza,que representaria um status de pobreza crô-nica, é definida por:

Dado que , a medida de po-breza transitória no período d é definidacomo:

De acordo com as expressões (6) e (7),o fundamental, portanto, para estimar estemodelo de decomposição é calcular astaxas e .

Modelo idade-período-coorte

Normalmente, os efeitos de idade sobreavaliações individuais estão associados aprocessos biológicos, psicológicos, mudan-ças nos papéis sociais dos grupos etáriose/ou implicações da teoria de capital hu-mano. Os efeitos de período estão, por suavez, relacionados a eventos específicosobservados em cada ano, referentes aquestões conjunturais. No entanto, essasnão são as únicas dimensões básicas quedefinem a distribuição de um atributo emuma população. Existem ainda os chama-dos efeitos de coorte, geralmente asso-ciados a mudanças genéticas, na fecun-didade e de comportamento entre gerações,além das interações históricas resultantes,em termos culturais, políticos e institu-cionais, entre ciclo de vida e período.

A classificação dos indivíduos em umamesma coorte se dá para aqueles que nas-

ceram em um mesmo intervalo de tempo eenvelheceram juntos. Ou seja, o estudo decoorte se apóia na noção de que pessoasde idade i no período d são as mesmas quetinham a idade i-1 no período d-1. Porém,as diferenças entre as coortes não estãorestritas somente às características do nas-cimento, tendendo também a serem loca-lizadas por idade, seguindo possíveis even-tos específicos do ciclo de vida (RYDER,1965).

A inevitabilidade biológica do ciclo devida individual, segundo Ryder (1965) nãoleva a necessárias implicações para atransformação da população. No entanto, osurgimento de novas coortes torna elegívelo processo de mudança social, pois essassão menos restritas à história e mais capa-zes de adaptação ou de criação de novosmodos de vida. De fato, as coortes apre-sentam heterogeneidade entre si, desenvol-vendo padrões temporais distintos que res-pondem a estímulos específicos por perío-do. Dessa forma, as variações temporaisnas coortes não são as mesmas variaçõeslongitudinais período-por-período.

A análise específica de período implicao estudo de diferentes coortes no mesmoponto no tempo, sendo que as mudançasem cada conjuntura dependem também dacomposição etária da população. Preston(1982) desenvolve um modelo de estáticacomparativa para mostrar que mudançasna vida de um indivíduo, ou de uma coorte,podem ser distintas daquelas ocorridas napopulação a que pertence. Segundo oautor, essa discrepância é gerada justa-mente pelas condições demográficas dapopulação.

Portanto, para verificar as variações dapobreza e de sua composição empirica-mente, a abordagem de análise deve conteras três dimensões críticas da análise lon-gitudinal: idade do evento; período de suaocorrência; e coorte dos indivíduos envol-vidos. A análise idade-período-coorte su-bentende que todos os fatores, ao influen-ciarem a taxa de ocorrência de um evento,tal como a pobreza, podem ser agrupadossignificativamente nessas três categorias.A despeito das interações ou sobreposiçõesexistentes entre os três conjuntos de fatores,

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é assumido, implicitamente, que essas in-fluências são menos importantes do que osefeitos principais associados a cada di-mensão3 (WILMOTH, 1998).

Segundo Rios-Neto e Oliveira (1999),um modelo de “idade-período” (IP) permiti-ria apenas o cálculo de taxas por idade paracada período, enquanto um modelo “idade-coorte” (IC) possibilitaria o cálculo de taxaspor idade para cada coorte. Um modelo IPCtorna-se o ideal, pois, além de incorporaras três dimensões relevantes do processodemográfico, com seus efeitos puros sobrea variável de resposta, permite a replicaçãodos modelos IP e IC que o antecedem naárvore hierárquica de recursibilidade.

O período, assim como a idade e acoorte, não possui um efeito direto sobre avariável dependente, mas pode ser tratadomeramente como um marco para outros fa-tores, nesse caso conjunturais, que afeta-riam um processo demográfico. Assim, omodelo IPC para pobreza possui o seguinteformato:

onde é uma função de transformação

aplicada à taxa de pobreza observadana idade i, no período d, para a coorte l; oparâmetro estabelece um nível geralconstante para ; os parâmetros , e descrevem padrões de mudança de

por idade, período e coorte, respecti-

vamente; e o último termo, , representao erro aleatório da função.

No caso da estimação dos componen-tes crônico e transitório, o modelo está su-jeito a restrição , sendo e

tratados como ortogonais entre si. A fun-ção de pobreza crônica é definida como:

onde é a constante; , e sãoos respectivos efeitos de idade, período ecoorte sobre ; e é o erro alea-tório da função.

Dado que, para cada indivíduo,

, a função possui umformato logístico, tal que:

e

Como , então

. Logo, a função de po-breza transitória esperada pode ser repre-sentada como:

Os efeitos marginais médios da idade, por

exemplo, sobre ,

e são, respectivamente:

Os efeitos de mudança no período e nacoorte são representados dessamesma forma.

No modelo IPC, a exata conexão mate-mática entre idade, período e coorte torna-o tautológico, no sentido de que toda vezque duas dimensões variarem, uma terceiraserá definida. Segundo Heckman e Robb(1985), qualquer esforço de identificaçãodesses efeitos necessita de alguma hipó-tese adicional. Logo, essa identidade é umadificuldade central na estimação dos parâ-metros, sendo que a solução para o proble-ma demanda uma escolha arbitrária, como

3 A opção por se estimarem somente os efeitos principais de cada fator decorre, principalmente, do curto intervalo detempo imposto pelos dados.

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a suposição de que parâmetros relativos aalgum par de coortes, idades ou períodossejam iguais (DEATON; PAXSON, 1993;RIOS-NETO; OLIVEIRA, 1999).

Metodologia de estimação

Fonte dos dados e definição das medidasde pobreza

Para as estimações das pobrezas crô-nica e transitória, no Brasil, ao longo dotempo, optou-se pelo uso dos microdadosdas PNADs de 1995, 1997, 1999, 2001 e2003. A PNAD é um painel rotativo em quenão se consegue acompanhar uma mesmapessoa ao longo do tempo, porém é pos-sível acompanhar os dados de indivíduosem uma coorte. Segundo Firpo et al. (2003),há duas vantagens na utilização de dadosde coorte em vez de dados em painel: au-sência do problema de viés de sobre-vivência da coorte na amostra, ou seja, sem-pre se consegue observar a mesma coorteem anos distintos; e minimização do errode medida usualmente encontrado emdados em painel, uma vez que a informaçãoda coorte é uma média. No entanto, osautores salientam que esses dados são umsubstituto imperfeito de dados longitudinais,pois pouco se pode dizer sobre a dinâmicainterna às coortes das variáveis em obser-vação, além de a validade de seus resulta-dos depender da hipótese de que a popula-ção interna às coortes é constante.

Em cada ano, consideraram-se os indiví-duos nascidos entre 1937 e 1968 (entre 27e 58 anos em 1995), residentes em áreasurbanas4 e com declaração de renda familiarnão-negativa e de escolaridade (em anosde estudo). Deste universo, foram seleciona-dos os chefes de família e seus filhos, côn-juges, outros parentes e agregados, excluin-do os indivíduos que se declaram pensionis-tas, empregados ou parentes de empregado,segundo a classificação da PNAD.

O indicador base de bem-estar indivi-dual é a renda familiar bruta per capita. Paracomparação entre indivíduos em diferentesregiões e períodos, esse indicador foi defla-cionado espacialmente, de acordo com oíndice proposto por Ferreira et al. (2000), etemporalmente, segundo o Índice Nacionalde Preços ao Consumidor (INPC), como su-gerido por Corseuil e Foguel (2002). A partirdesse indicador, a pobreza é definida paraaqueles indivíduos com renda familiar percapita abaixo de uma determinada linha depobreza. Na definição dessa linha de refe-rência, um dos aspectos a ser consideradoé a relação entre pobreza e privações abso-luta ou relativa (FOSTER, 1998). A linha depobreza relativa é estabelecida como 60%da mediana, para cada ano, das rendas fa-miliares per capita de todos os indivíduos(desde o zero ano de idade). A linha de po-breza absoluta é estabelecida nos 60% damedida do mesmo indicador, porém in-cluindo todos os períodos juntos.

Para obter o componente crônico paracada indivíduo, são calculadas a taxa depersistência na pobreza, , e a taxa detransição para a pobreza, . De acordocom Ribas e Machado (2007), primeira-mente considera-se que, em d-1, a propen-são à pobreza latente do indivíduo j édada pela forma:

em d, essa propensão é representada pelafunção:

e é a correlaçãoentre os termos de erro das funções. O vetor

descreve o indivíduo j a partir de sua cor,sexo, escolaridade, região e período denascimento; o vetor inclui as mesmas va-riáveis do vetor , além das característicasde background familiar5 utilizadas como

4 No trabalho, excluíram-se as famílias residentes em áreas rurais, optando-se por uma análise urbana, por trêsmotivos: a existência de especificidades na pobreza rural em relação à análise de pobreza urbana; a poucarepresentatividade dos domicílios rurais na amostra da PNAD; e porque a pobreza no Brasil, segundo Silva e Tafner(2005), tornou-se, nos últimos anos, predominantemente urbana e metropolitana.5 Para as variáveis de background familiar, consideraram-se as informações referentes à escolaridade dos pais dosindivíduos, contidas na PNAD de 1996.

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instrumentos; , e são vetores deparâmetros determinantes da condiçãoinicial, da permanência e da transição, res-pectivamente, segundo característicasindividuais, enquanto , e são os vetores correspondentes aos efeitosconjunturais; , e são os termosde erro.

A estimação desse sistema de equa-ções é realizada por meio da maximizaçãoda função de verossimilhança, especificadapor Ribas e Machado (2007), utilizando da-dos em pseudopainel, agrupados de acordocom o vetor . A diferença nas informaçõesutilizadas pelos autores é que, neste traba-lho, incluíram-se grupos de indivíduos nasci-dos entre 1937 e 1944, a fim de serem esti-mados, com maior extensão longitudinal,os efeitos de coorte e idade. Os resultadosdos parâmetros estimados são apresen-tados na Tabela 5, constante no Anexo. Apartir deles, é possível calcular as taxas e , para cada indivíduo, da seguinteforma:

e

onde e são funções de proba-bilidade acumulada univariada e bivariada.

Cabe salientar que, a fim de realizaressa estimação para cada indivíduo dessaamostra, incluíram-se, ainda, as informa-ções da PNAD de 1993. O acréscimo desseano é necessário, pois o modelo de decom-posição transitória-crônica prevê uma defa-sagem nos dados para captar a transiçãoentre períodos.

Formato do modelo IPC

Para estimação do modelo IPC, as infor-mações possuem um formato cross-sectionpara indivíduos, empilhando os dados paraos anos utilizados. Segundo Oliveira (2002),uma maneira de acompanhar cada coorteao longo de repetidas pesquisas é observaros membros dessa coorte que foram sele-cionados aleatoriamente em cada ano.

Para cada indivíduo nesta cross-section,as variáveis explicativas das taxas de pobrezasão a idade, o período e a coor-te, dispostascomo no Quadro 1. Nesse qua-dro, ascoortes de nascimento correspon-dem àdiagonal da matriz . Asobservações nos extremos do Quadro 1 nãoforam incluídas, pois não há estimativas depobreza crônica para elas. Lembrando queo componente crônico da pobreza foi esti-mado por pseudopainel, em que o mesmo

QUADRO 1Definição dos intervalos de idade, período e coorte

Fonte: Elaboração própria.

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grupo de indivíduos deve ser acompanhadodo primeiro ao último período. Na Tabela 6,do Anexo, encontra-se a participação amos-tral de cada combinação IPC.

Com o problema de identificação nomodelo, assumiu-se que as duas faixas deidade mais novas (27-28 e 29-30 anos) pos-suem os mesmos efeitos. Esta escolha, apa-rentemente arbitrária, é a mais plausível,dado o curto intervalo disponível para a aná-lise. Contudo, um modelo com uma restriçãoalternativa sobre os efeitos de coorte tam-bém foi testado e não gerou resultadossignificativamente distintos. Este modeloalternativo não foi incluído neste artigo poruma questão de espaço.

Para estimação da função (8) de pobre-za observada (absoluta e relativa), é utiliza-do um modelo logit e, para estimação dosefeitos sobre o componente crônico, da ex-pressão (9), é utilizado um modelo linear,porém com uma transformação logística davariável explicada. Ambas funções sãoestimadas pelo método de máxima pseudo-verossimilhança, devido ao desenho amos-tral das PNADs, como recomendado porSilva et al. (2002). Nesse método, as estima-ções requerem o uso, além do peso amos-tral, das variáveis de identificação do estratogeográfico e da unidade primária de amos-tragem para corrigir o erro amostral.

O conjunto de variáveis explicativaspode ser colocado de forma tanto contínua,caracterizando um modelo de funções poli-nomiais, quanto de dummies, definindo efei-tos menos parametrizados na combinaçãoIPC. Attanasio e Jappelli (1998), por exem-plo, empregam polinômios na estimação dosefeitos idade, período e coorte sobre avariância da utilidade marginal doconsumo. Esse tipo de especificação évantajoso porque a pobreza pode variarentre coortes, períodos e idades de formanão constante. Assim, o polinômio atéterceira ordem daria conta dos efeitos não-lineares. Segundo Firpo et al. (2003), aescolha da melhor especificação a serestimada consiste em um trade-off entremais graus de liberdade, no modelo compolinômios, e mais flexível, no modelo comas variáveis binárias, uma vez que não seimpõe uma estrutura ad hoc para ocomportamento desse efeito.

Os Gráficos 1 e 2 e a Tabela 1 descre-vem as medidas agregadas de pobrezaabsoluta e relativa, juntamente com seuscomponentes, por faixa de idade, coorte denascimento e período, não interagindo es-sas dimensões. Ao se considerar somentea idade do indivíduo, no Gráfico 1, verifica-se que a pobreza, tanto absoluta quantorelativa, possui uma trajetória média decres-

GRÁFICO 1Medidas de pobreza absoluta e relativa observadas e seus componentes, por idade

Brasil – 1995-2003

Fonte: IBGE. Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios – PNAD 1995 a 2003. Elaboração própria.

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cente ao longo do ciclo de vida, em decor-rência da distribuição do componente crô-nico. Já o componente transitório parecepossuir uma trajetória inversa, particular-mente a partir dos 31 anos de idade. Defato, em todos os períodos estudados, aidade média de pobreza crônica está abaixo

da idade média da amostra, enquanto amédia de idade ponderada pelo compo-nente transitório está acima dessa marca(Tabela 1). Verifica-se uma redução da po-breza crônica ao longo do tempo, em con-trapartida a um aumento na transitória,excluindo-se o ano de 1995.6

TABELA 1Pobrezas absoluta e relativa observadas, seus componentes e idade média de incidência por período

Brasil – 1996-2003


6 O ano de 1995 pode ser tratado como um período atípico, devido à implantação do Plano Real, em 1994, e suasconseqüências conjunturais.

GRÁFICO 2Medidas de pobreza absoluta e relativa observadas e seus componentes, por coorte

Brasil – 1995-2003


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No agregado das coortes de nascimen-to, a pobreza observada apresenta tendên-cia ascendente, no sentido dos grupos maisjovens, assim como no ciclo de vida (Gráfico2). Ambos efeitos, porém, se confundem,não sendo possível definir o que é trajetóriano ciclo de vida e o que é tendência entreas gerações. Em termos de composição,iden-tifica-se uma mudança significativaentre o grupo de indivíduos nascidos antese de-pois de 1963, na qual a pobreza passoua ser essencialmente crônica para as gera-ções mais novas.

Resultados do modelo IPC

As estimações do modelo IPC aplicadoà pobreza observada e ao seu componentecrônico foram realizadas de duas maneiras:tratando as variáveis explicativas como umconjunto de dummies ou de forma contínua.Assim, busca-se garantir alguma robustez

às tendências estimadas de ciclo de vida,período e coorte. Pela maior clareza nosresultados e, portanto, maior facilidade deinterpretação, são apresentados nessa se-ção somente os resultados do modelo depolinômios, nas Tabelas 2 e 3. As estima-ções por dummies encontram-se nas Tabe-las 7 e 8 do Anexo.

Pelas regressões estimadas segundoas definições de privações absoluta (Tabela2) e relativa (Tabela 3), identifica-se que asmedidas de pobreza total não respondemsignificativamente às variações conjun-turais. Esse resultado é condizente tambémcom as regressões utilizando dummies paraos períodos. Ou seja, ao longo do tempo, apobreza é somente determinada pela com-binação das características de idade ecoorte de nascimento. De fato, no Brasil,desde 1994, não é constatado nenhumchoque conjuntural expressivo (positivo ounegativo) que cause uma mudança brusca

TABELA 2Resultados das regressões do modelo IPC de pobreza absoluta, efeitos polinomiais

Brasil – 1995-2003


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no patamar de pobreza. Dessa forma, a dimi-nuição na incidência do problema, em anosrecentes (IBRE/FGV, 2005), pode estar maisligada a uma tendência de mudança nascoortes do que de mudança no ambientepolítico-econômico. Ou ainda, pode-se pen-sar que os choques conjunturais, ao longodo tempo, estão se refletindo sobre os indi-víduos de forma mais persistente, por meiode alterações nas coortes.

Apesar de não ser constatado um efeitopuro de período sobre as pobrezas absolutae relativa, em termos de composição transi-tória-crônica, identifica-se uma tendência,independente da idade e da coorte, signifi-cativa ao longo do tempo. Essa tendência éde aumento do componente crônico, emcontraponto a uma redução semelhante naparte transitória. No entanto, esse processonão segue uma trajetória crescente, poisos efeitos de períodos são significativa-

mente côncavos. O formato da função deperíodo estimada aponta, na realidade,para uma estacionariedade na diferença en-tre componentes, dando a entender que atendência identificada foi causada pela mu-dança brusca de composição ocorrida entre1995 e 1997.

Em relação ao efeito puro das coortes,em que, a princípio, o efeito conjuntural estáestigmatizado, verifica-se uma tendênciadecrescente das pobrezas total, absoluta erelativa. Quanto aos componentes, um pro-cesso de redução mais acelerado é identi-ficado em termos crônicos. As medidas depobreza transitória, pelo contrário, tendema aumentar com o passar das gerações.Cabe salientar que todas essas tendênciasnão apresentam monotonicidade. A partirdas estimações dos efeitos por variáveisbinárias, foi possível constatar uma quebraestrutural de composição entre as coortes

TABELA 3Resultados das regressões do modelo IPC de pobreza relativa, efeitos polinomiais

Brasil – 1995-2003


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nascidas antes e depois de 1963. A des-peito da mudança de patamar ocorridaentre esses dois grupos de indivíduos, deuma maneira geral, as coortes mais novastendem a ter um componente transitóriomaior. Ou seja, se, no que se refere a pe-ríodo, a pobreza crônica aumentou recen-temente, em termos de coorte a pobrezatransitória é a que vem crescendo.

No que diz respeito a ciclo de vida, asfunções de pobreza total e de seu com-ponente crônico apresentam formatonegativamente inclinado, de efeito maisacentuado para a segunda medida. Esseresultado leva à intuição de que a idademédia de privação crônica, ao longo do ciclode vida, é menor do que a idade média dototal da pobreza, que, por sua vez, é inferiorà idade média da população. Uma dascausas para esse resultado está no fato dea taxa de mortalidade ser, provavelmente,maior onde a pobreza crônica é mais con-centrada, fazendo com que as coortespercam, ao longo do tempo, grande partedos indivíduos nessa situação. Ao contráriodo componente crônico, a pobreza tran-sitória, com função ascendente no ciclode vida, possui uma idade média maiselevada.

Projeções

Por meio do modelo IPC, é possívelprojetar a distribuição de qualquer atributode caráter demográfico em uma população,com detalhamento no desenho dos ce-nários simulados. Para extrapolar previsõesfuturas das medidas de pobreza, algumassuposições são consideradas. Primeira-mente, assume-se que o perfil etário longi-tudinal da pobreza é constante e igual aosrespectivos coeficientes estimados nas re-gressões (Tabelas 2 e 3), ou seja, os efeitosde idade não se alteram no futuro. Logo, asprojeções são realizadas considerando mu-danças apenas nas dimensões de períodoe coorte, seguindo as tendências obser-vadas nos efeitos puros por meio de seuscoeficientes estimados.

Com a identificação dessas tendências,os efeitos de seis novas coortes e de trêsnovos períodos são calculados, como ilus-trado nos Gráficos 3 e 4. A partir disso,projetam-se medidas de pobreza agregadae de seus componentes para a populaçãoentre 29 e 66 anos de idade, para 2005,2007 e 2009. A extrapolação de previsõesda pobreza segue a mesma lógica da esti-mação do modelo IPC. Ou seja,

GRÁFICO 3Efeitos projetados de coorte sobre a função logística das medidas

Brasil – 1995-2003


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primeiramente, é projetada a pobreza totale, em seguida, a crônica. A medida do com-ponente transitório é dada pela diferençaentre as duas medidas anteriores.

A partir dos Gráficos 3 e 4, o cenárioformulado para projeção é aquele em quea pobreza diminui quase que linearmenteentre as gerações, porém de forma rela-tivamente lenta. Para os efeitos de coortesobre os componentes crônicos, uma ten-dência de redução maior é esperada, princi-palmente em termos relativos. Quanto àtendência da pobreza entre os períodos, asvariações das medidas totais são seme-

GRÁFICO 4Efeitos projetados de período sobre a função logística das medidas

Brasil – 1995-2003


lhantes entre as definições relativa e abso-luta, sendo linearmente crescente. No en-tanto, no que se refere à composição, veri-fica-se uma redução mais acelerada docomponente crônico em termos absolutosdo que relativos. Esse cenário, na prática,supõe que mudanças na condição crônicarelativa ocorrem de forma mais lenta, emtermos conjunturais, do que na condiçãoabsoluta.

Nos cálculos das previsões de medidasagregadas para 2005, 2007 e 2009 (Tabela4), são utilizadas as projeções da popula-ção brasileira realizadas pelo IBGE (2004).

TABELA 4Medidas de pobreza absoluta e relativa projetadas para população entre 29 e 66 anos

Brasil – 2005-2009

Fonte: IBGE. Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios – PNAD 1995 a 2003. IBGE (2004). Elaboração própria.

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De acordo com o cenário descrito, a pre-visão de redução na pobreza é em torno de2,7 pontos percentuais em quatro anos, emtermos tanto absolutos quanto relativos.Apesar dessa pequena mudança nasmedidas totais de privação, projeta-se paraos componentes crônicos agregados umaconsiderável redução, aumentando, poroutro lado, a transitoriedade dos indivíduosàs pobrezas absoluta e relativa. Ou seja,espera-se que, cada vez mais, a incidência

GRÁFICO 5Perfil etário da pobreza absoluta por período projetado

Brasil – 1995-2003


de pobreza provenha do risco de transiçãodas pessoas entre estados e não tanto desua condição permanente.

Para ilustrar a distribuição etária dapobreza nos períodos projetados, os Grá-ficos 5 e 6 apresentam as medidas espera-das por idade e ano. Independente da defi-nição de privação, a tendência esperadada distribuição da pobreza é de redução,entre as pessoas com mais de 46 anos e,principalmente, menos de 39 anos. Logo, a

GRÁFICO 6Perfil etário da pobreza relativa por período projetado

Brasil – 1995-2003


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tendência projetada aponta para um pos-sível aumento na idade média da pobreza.

Os Gráficos 7 e 8 mostram a distribuiçãoetária da composição esperada da po-breza. A constatação sobre esses gráficosé que a tendência das medidas absolutas erelativas é de redução da privação crônicapara todas as idades, principalmente nasmais jovens. Esse processo poderia levar auma distribuição mais uniforme da pobrezacrônica entre as faixas etárias, aumentandoa idade média de incidência desse com-

GRÁFICO 7Perfis etários das pobrezas absolutas crônica e transitória, por período projetado

Brasil – 1995-2003


GRÁFICO 8Perfis etários das pobrezas relativas crônica e transitória, por período projetado

Brasil – 1995-2003


ponente. Já a pobreza transitória, que,inicialmente, apresenta uma distribuiçãocôncava, tende a um formato negati-vamente inclinado, elevando significati-vamente sua incidência entre as faixas deidade mais jovens.

Conclusão

No início deste trabalho, demonstra-seque, além da possibilidade de decompo-sição do indicador de pobreza em duas

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partes distintas, pode-se identificar umadiferenciação entre tendências observadasao longo dos períodos, para toda umapopulação, e ao longo do ciclo de vida, parapessoas em uma coorte específica. Portanto,recorre-se a um modelo de estimação ida-de-período-coorte (IPC) para captar essesprocessos possivelmente diferenciados.

Retomando os resultados do modelo deIPC estimado, conclui-se que, em anos maisrecentes, a redução da incidência dapobreza deve-se mais a um efeito de mu-danças entre gerações do que de alteraçõesespecíficas nos períodos. Em relação àcomposição da pobreza, o processo maisacelerado de redução é do componentecrônico. Em contrapartida, o componentetransitório apresenta uma tendência signi-ficativa de aumento ao longo do tempo.

Nas projeções simuladas, tornam-seclaras as tendências de aumento do com-ponente transitório, principalmente entre apopulação mais jovem, em aspecto de pri-vação tanto absoluta quanto relativa, mes-mo com a redução na incidência total depobreza. Logo, outra conclusão deste traba-lho é que, ao longo do tempo, a incidênciade pobreza na população brasileira se darácada vez menos pela condicionalidademédia à baixa renda e cada vez mais pelavulnerabilidade à transição de estados.Persistindo essa tendência, espera-se umainversão no cenário apontado por Ribas eMachado (2007), em que a situação crônicaera o principal responsável pela condiçãode pobreza da maioria da população debaixa renda.

Uma explicação para a mudança decomposição da pobreza pode ser a maiorescolaridade das coortes mais novas(MARTELETO, 2005; VELEZ et al., 2001),que reduzem seu componente crônico pormeio da maior acumulação de capital hu-mano, ligada às recentes mudanças no mer-cado de trabalho, gerando maior mobilidadee risco de desemprego. Segundo Marió(2005), os jovens alcançaram níveis educa-cionais mais altos, mas isso não se traduziuem melhorias no emprego, principalmenteentre aqueles sem formação superior. Deacordo com Chahad e Macedo (2003), apartir da década de 90, o mercado de

trabalho brasileiro caracterizou-se por umaampliação nas taxas de desemprego erotatividade e das relações informais detrabalho. Para Marió (2005), a populaçãode baixa renda percebe essas mudançascom uma expansão no grau de vulnera-bilidade e incerteza.

Outra explicação para o aumento dapobreza transitória pode ser a crescenteparticipação feminina no mercado detrabalho (RIOS-NETO; OLIVEIRA, 1999;LEME; WAJNMAN, 2003) e como chefes defamília (MEDEIROS; OSÓRIO, 2002). Comoapontado por Ribas e Machado (2007), pes-soas em famílias chefiadas por mulheresestão mais sujeitas à pobreza transitória.

Em todo caso, o processo identificadode aumento da pobreza transitória e, conse-qüentemente, da percepção dos riscosincorridos por famílias e indivíduos possuiuma implicação de política clara. De acordocom Wood (2003), autoridades corretamen-te direcionadas para o combate à pobrezasão aquelas que buscam criar as condiçõesnecessárias para pessoas saírem da suacondição de privação para um estado maisseguro, sustentado e não-vulnerável debem-estar. No entanto, muitos governosfracassam nessa busca, pois acabam en-volvidos na reprodução das condiçõessociais, econômicas e políticas que criambarreiras de incerteza e insegurança aomovimento de redução da pobreza.

Portanto, programas sociais que visemredução da desigualdade e acumulação decapital humano por via de transferência derenda devem ser acompanhados de me-didas que garantam maior segurança afamílias e seus indivíduos. Nesse aspecto,a aquisição e a legalização de posse deativos têm papel fundamental na reduçãodos riscos provocados pelas intempérieseconômicas sobre a volatilidade da renda,facilitando o acesso ao crédito e aumentan-do a capacidade de respostas a choques,de maneira geral.

Além da questão da proteção social viamercado de crédito, o sistema de seguri-dade social no Brasil, que envolve os be-nefícios de seguro-desemprego e o Fundode Garantia por Tempo de Serviço (FGTS),pode ser repensado de modo a incluir os

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trabalhadores do setor informal, que repre-sentam mais da metade da força de trabalho.No Brasil, segundo Cardoso e Jaccoud(2005), a ausência de ações mais amplasno campo das políticas de proteção ao traba-lhador e às suas famílias tem minimizado os

efeitos agregados dos programas públi-cosde seguro-desemprego, intermediação damão-de-obra, formação profissional egeração de emprego e renda a partir domicrocrédito e do desenvolvimento de expe-riências locais.

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TABELA 6Composição da amostra, segundo idade

Brasil – 1995-2003


TABELA 7Resultados das regressões do modelo IPC de pobreza absoluta, com uso de dummies

Brasil – 1995-2003

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TABELA 8Resultados das regressões do modelo IPC de pobreza relativa, com uso de dummies

Brasil – 1995-2003

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Fonte IBGE. Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios – PNAD 1995 a 2003. Elaboração própria.

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Resumen

La caracterización de la pobreza urbana a lo largo del tiempo: aplicación del modelo edad-período-cohorte en la estimación de las tendencias de privaciones crónica y transitoria enBrasil

A lo largo de las últimas décadas, la pobreza en Brasil viene cambiando su perfil, debido, enparte, a modificaciones en el padrón de reproducción y mortalidad de la población. De lamisma forma, los diseños de políticas sociales, especialmente de combate a la pobreza, tomaronotros rumbos. En este aspecto, la pertinencia de esos nuevos diseños depende de la naturalezade la condición de baja renta, pudiendo ser entendida como un fenómeno permanente otemporal y, principalmente, de la tendencia de cambios en esa composición transitoria-crónica(T-C). El objetivo de este trabajo es justamente analizar esa tendencia, así como el proceso deincidencia de la pobreza urbana, en términos de modificaciones a lo largo del tiempo y degeneraciones de individuos, proyectando medidas futuras de privación en la renta. Para ello esutilizado un modelo de edad-período-cohorte (IPC) sobre la pobreza, absoluta y relativa,observada en las PNADs entre 1995 y 2003, y sobre su composición T-C estimada. Los resultadosapuntan que el efecto cohorte es más indicativo que el de período sobre la reducción de lapobreza recientemente, en especial de su componente crónico. Ya el componente transitoriopresenta tendencia de aumento a lo largo del tiempo.

Palabras-clave: Pobreza crónica y transitoria. Modelo edad-período-cohorte (IPC). Proyecciónde pobreza.

Abstract

Characterizing urban poverty over time: The use of the Age-Period-Cohort model forestimating chronic and transient poverty trends in Brazil

The profile of poverty in Brazil has changed in recent decades, partially due to alterations in thereproduction and mortality standards of the population. During this same period, the designs ofsocial policies, especially those for reducing poverty, have also undergone changes. It must beemphasized that the effectiveness of these policies depends on the type of poverty that is beingdealt with. Destitution can be a permanent or temporary phenomenon, and this transient-chronic(T-C) composition may show a temporal trend. The objective of this paper is to analyze thistrend as well as the temporal evolution of poverty rates in urban areas. The result may make itpossible to predict future income and destitution. To this end, an Age-Period-Cohort (APC)model was applied to absolute and relative poverty measures and to the T-C composition, basedon data from the PNADs between 1995 and 2003. The results indicate that the cohort-effect ismore expressive than the period effect for the recent reduction in poverty rates, especially forthe chronic component. In contrast, the transient component showed a relative temporaltendency to increase.

Keywords: Chronic Poverty and Transient Poverty; Age-Period-Cohort (APC) Model; Predictionof Poverty

Recebido para publicação em 14/12/2006.Aceito para publicação em 31/05/2007.

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