Discrimination in Employment

A primeira situação analisada considera as rendas observadas das famílias agrícolas e as simuladas, tanto das famílias pluriativas quanto das famílias não- agrícolas, se elas fossem agrícolas. Este é o caso em que todas as famílias, exceto as de não-ocupados, são exclusivamente agrícolas. A comparação é feita com todas as famílias sendo pluriativas, ou seja, considerando as rendas observadas das famílias pluriativas e as simuladas das famílias agrícolas e não-agrícolas, se fossem pluriativas.

A Figura 4 demonstra as funções Kernel para os logaritmos das rendas56 dos dois tipos de famílias, nos anos de 2003 e 2005. A visualização das distribuições é

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Considerando a renda log-normal, a visualização fica mais clara do comportamento da distribuição. Se não considerar log-normal, a forma da distribuição geralmente é bastante assimétrica positiva.

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interessante como abordagem inicial da compreensão da pobreza e da concentração. No caso simulado de todas as famílias serem agrícolas, observam-se, tanto no ano seco quanto no ano chuvoso, “caudas” mais pesadas na parte inferior ao centro da distribuição da renda agrícola, principalmente com concentração próximo do valor zero. Isto significa que o número de famílias com renda inferior à renda média é maior do que o número de famílias com renda superior à média, indicando o grau pobreza caso todos fossem agrícolas. Indica também que, possivelmente, a intensidade da pobreza é superior nas famílias agrícolas, comparado com as pluriativas.

Fonte: Dados da Pesquisa.

Figura 4 – Funções Kernel para os logaritmos das rendas simuladas com todas as famílias agrícolas e todas pluriativas, Nordeste, anos de 2003 e 2005.

Com relação à forma da distribuição, nos dois tipos de famílias a curva é leptocúrtica, ou seja, existe uma maior concentração de famílias com renda em torno da média. No ano de 2003, o centro da Kernel para as famílias agrícolas está mais à esquerda, em comparação com a distribuição para as famílias pluriativas. Isto indica que a renda média para as pluriativas é mais elevada. Nos dois anos, o “pico” da Kernel é maior para as famílias pluriativas, indicando maior concentração de famílias com renda próxima do valor médio. Com base na função Kernel, não se pode definir que a pluriatividade reduza a concentração. Porém, pode-se afirmar que devido às caudas mais pesadas na parte inferior da distribuição e à semelhança no formato

0 .2 .4 .6 De n s id ad e 0 2 4 6 8 10

Kernel estimativa de densidade - Rendas simuladas - 2005

densidade: lnrenda_agr_3 densidade: lnrenda_plur_3

0 .1 .2 .3 .4 .5 De n s id ad e 0 2 4 6 8 10

Kernel estimativa de densidade - Rendas simuladas - 2003

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leptocúrtico, é possível que exista uma maior desigualdade no caso de todas as famílias serem do tipo agrícola.

A Tabela 18 trata dos índices de pobreza (FGT) para as rendas simuladas, com todas as famílias sendo exclusivamente agrícolas ou pluriativas. O índice P0 mede a

proporção de famílias que não possuem renda per capita superior à linha de pobreza (R$ 120,00 e R$ 150,00, para 2003 e 2005, respectivamente). Dado que este indicador possui limitações, são calculados o P1 e o P2, dando mais pesos aos mais pobres entre

os pobres. Para o ano de 2003, os valores calculados dos FGT a partir da simulação com todas as famílias agrícolas correspondem a uma proporção de pobres (P0) em

torno de 16,28%, ao hiato da pobreza (P1) em 6,22% e à severidade da pobreza (P2)

em, aproximadamente, 3,36%.

Tabela 18 - Índices de pobreza (FGT) para as rendas simuladas com todas as famílias agrícolas e todas pluriativas, Nordeste, anos de 2003 e 2005

Estimativa FGT Erro Padrão Intervalo de Confiança (95%) Valor-P do teste de igualdade entre os índices Ano de 2003

Renda Simulada todas Agrícolas

P0 0,1628 0,0077 0,1477 0,1780 -

P1 0,0622 0,0040 0,0542 0,0702 -

P2 0,0336 0,0028 0,0281 0,0391 -

Renda Simulada todas Pluriativas

P0 0,1030 0,0059 0,0914 0,1146 0,0000

P1 0,0298 0,0023 0,0253 0,0342 0,0000

P2 0,0127 0,0012 0,0103 0,0152 0,0000

Ano de 2005

Renda Simulada todas Agrícolas

P0 0,1683 0,0086 0,1512 0,1853 -

P1 0,0691 0,0043 0,0605 0,0776 -

P2 0,0398 0,0030 0,0339 0,0457 -

Renda Simulada todas Pluriativas

P0 0,0848 0,0048 0,0752 0,0944 0,0000

P1 0,0246 0,0015 0,0217 0,0276 0,0000

P2 0,0107 0,0008 0,0091 0,0122 0,0000

Fonte: Dados da Pesquisa.

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Pela observação do valor de probabilidade do teste de igualdade entre os índices, podem ser considerados estatisticamente diferentes dos relativos às famílias pluriativas, que são 10,30%, 2,98% e 1,27%, respectivamente. Pode-se considerar a importância da pluriatividade, pois os valores simulados são menores, com redução de cerca de 50% no hiato da pobreza e de dois terços na severidade da pobreza.

No ano de 2005, as simulações indicam que se a totalidade das famílias fossem agrícolas, todos os indicadores de pobreza seriam mais elevados do que em 2003 e, no caso de serem pluriativas, seriam ainda menores. Os valores para o caso das agrícolas são 16,83%, 6,91% e 3,98%. Para as pluriativas, os índices diminuem para 8,48%, 2,46% e 1,07%, respectivamente, para P0, P1 e P2, sendo todos estatisticamente

diferentes.

A Tabela 19 mostra os valores do índice de Gini para as rendas simuladas das famílias, se fossem agrícolas ou pluriativas, nos anos de 2003 e 2005. Os valores de erro padrão são calculados via bootstrap e linearização de Taylor. Em todos os casos, os valores calculados por linearização de Taylor são ligeiramente inferiores. Para o ano de 2003, o valor para as famílias agrícolas é cerca de 0,4826 e, para as famílias pluriativas de, aproximadamente, 0,4155. A diferença entre os valores é bem mais elevada no ano de 2005, de 0,5009 e 0,4016, respectivamente, para agrícolas e pluriativas.

Tabela 19 - Índice de concentração de Gini para as rendas simuladas com todas as famílias agrícolas e todas pluriativas. Erros padrão obtidos por bootstrap (b) com 200 replicações e

linearização de Taylor (lt), Nordeste, anos de 2003 e 2005

Índice Estimativa

FGT Viés

Erro Padrão

Intervalo de Confiança com correção de viés (95%)

Ano de 2003

Renda Simulada todas Agrícolas

Gini (b) 0,4826 0,0031 0,0146 0,4543 0,5076

Gini (lt) 0,4851 - 0,0119 0,4617 0,5084

Renda Simulada todas Pluriativas

Gini (b) 0,4155 0,0010 0,0057 0,4036 0,4257

Gini (lt) 0,4185 - 0,0044 0,4098 0,4271

Ano de 2005

Renda Simulada todas Agrícolas

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Gini (lt) 0,5032 - 0,0109 0,4817 0,5246

Renda Simulada todas Pluriativas

Gini (b) 0,4016 0,0002 0,0060 0,3899 0,4120

Gini (lt) 0,4004 0,0045 0,3917 0,4091

Fonte: Dados da Pesquisa.

Com relação à concentração, nos dois anos o valor do índice de Gini calculado é mais elevado para as famílias agrícolas, ou seja, neste nível de agregação a pluriatividade contribui para redução da desigualdade no meio rural. O valor menor para o índice de concentração, se todos fossem agrícolas, no ano de 2003, possivelmente possui relação com a questão climática. A renda obtida da atividade agrícola no “ano seco” é muito baixa, independentemente do tamanho da propriedade, do tipo de produção ou da cultura produzida. No ano de seca, sofrem redução de produção mesmo os perímetros irrigados, devido aos baixos volumes das barragens/reservatórios de água que passa a ser direcionada para consumo humano e animal. Então, para este tipo de simulação, a renda agrícola se “nivela por baixo”, levando ao menor valor para o índice de Gini.