O Topo da Distribuição de Renda no Brasil: Primeiras Estimativas com Dados Tributários e Comparação com Pesquisas Domiciliares (2006-2012)
https://doi.org/10.1590/00115258201537
Relacionado com: Dados 2015;58(1): 01
Marcelo Medeiros 1
Pedro H. G. Ferreira de Souza 2
Fábio Avila de Castro 3
1Universidade de Brasília (UnB), Brasília, DF, Brasil. E-mail: mclmdr@unb.br.
2Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada (Ipea), Brasília, DF, Brasil. E-mail: pedro.ferreira@ipea.gov.br.
3Secretaria da Receita Federal, Brasília, DF, Brasil. E-mail: fabioavcastro@yahoo.com.br.
Palavras-Chave: desigualdade de renda; altos rendimentos; ricos; imposto de renda
Key words: income inequality; high income; rich; income tax
Key words: inégalité de revenu; hauts revenus; riches; impôt sur le revenu
Palabras-clave: desigualdad de renta; altas rentas; ricos; impuesto de renta
O estudo da desigualdade a partir do topo da distribuição de renda e usando dados tributários tem uma longa história nas Ciências Sociais. O tema recebeu atenção de Marx (1996), Veblen (1988) e Pareto (1964), com Marx (1996:448,479), em particular, utilizando informações tributárias para analisar a distribuição pessoal da renda tributável no Reino Unido entre 1864 e 1865. Existem análises mais detalhadas, com base em estatísticas tributárias e administrativas, desde pelo menos o início do século XX (Bowley, 1914; King, 1915; USA, Commission on Industrial Relations e Walsh, 1915). Não seria surpresa alguma encontrar referências ainda mais antigas sobre o assunto.
O topo da distribuição pode ser abordado por vários ângulos, dentre eles a análise estatística de grandes populações. No Brasil esses estudos começam a surgir na década de 1930 e tornam-se mais comuns a partir da década de 1990 (Afonso, 2014; Albuquerque, 1994; Ferreira, 2001; Hoffmann, 2005; Medeiros, 2004, 2005a e 2005b; Souza, 2014). Recentemente o assunto começou a ganhar maior projeção com o trabalho de Piketty (2001) sobre altos rendimentos na França, que ocupou um espaço claro na agenda de pesquisa sobre desigualdade comum estudo similar para os Estados Unidos (Piketty e Saez, 2003), contribuindo para uma proliferação de estudos em vários países. Boa parte desses trabalhos refere-se a países ricos, mas a literatura sobre o tema no resto do mundo já começa a ganhar maiores dimensões.
O aumento no volume desses estudos resultou em artigos de revisão dedicados a analisar vários tópicos da literatura. Há resenhas sobre a relação entre o topo da distribuição e o nível e as tendências da desigualdade em diversos países que tratam o assunto com mais detalhe e profundidade do que somos capazes de fazer aqui (Alvaredo et al., 2013; Atkinson, 2008; Atkinson e Piketty, 2010; Atkinson, Piketty e Saez, 2011; Keister, 2014; Keister e Moller, 2000; Medeiros e Souza, 2014; Ohlsson, Roine e Waldenström, 2006; Piketty, 2007; Piketty e Saez, 2006; Torche e Spilerman, 2008; Wolff, 1996). Há também revisões de análises das lacunas preenchidas pela literatura baseada em informações tributárias, em particular a melhor estimativa de mudanças relacionadas aos rendimentos da população de renda alta, a possibilidade de se estenderem séries para períodos muito anteriores ao surgimento das pesquisas domiciliares e um monitoramento mais acurado de rendimentos que não são recebidos com a mesma regularidade que os rendimentos do trabalho (Atkinson, 2007; DiPrete, 2007; Kenworthy, 2007; Kopczuk, Saez e Song, 2010; Myles, 2003; Piketty, 2014). Essas revisões tornam, em parte, redundante nossa discussão de estudos antecedentes.
O que talvez mereça destaque é o uso de informação do imposto de renda para o estudo da desigualdade no Brasil. Neste sentido, nosso estudo dialoga com pesquisas recentes sobre a desigualdade de renda, em particular aquelas realizadas a partir dos anos 2000. Boa parte dessas pesquisas baseia-se em informações de levantamentos domiciliares como a PNAD, o Questionário da Amostra do Censo Demográfico (Censo) ou a POF. A maior parte da literatura especializada sobre o assunto avalia que pesquisas domiciliares, em particular a PNAD, subestimam as rendas no topo da distribuição e, portanto, fornecem uma visão parcial da desigualdade no país (Hoffmann, 1988; Hoffmann e Ney, 2008; Lluch, 1982; Souza, 2013). As informações do imposto de renda seriam uma maneira de contornar, ao menos parcialmente, o problema da subestimação das rendas no topo da distribuição.
Utilizamos dados provenientes do estudo de Castro (2014). O objetivo do autor era estimar os níveis de progressividade tributária no Brasil -e seu achado principal é o de que o imposto de renda é fortemente progressivo. Nós, no entanto, aplicamos interpolações a seus dados de maneira a gerar distribuições de renda. Por questões de sigilo, não tivemos acesso aos microdados, mas, tão somente, aos resultados agregados em categorias ordenadas pela renda bruta total, de modo a evitar qualquer possibilidade de identificação individual. Essas categorias, porém, alcançam pontos altos da distribuição, como 1% no topo, o que é particularmente importante para o estudo da desigualdade entre os ricos e o resto da população. O Apêndice II contém as principais ta-bulações necessárias para replicar nosso estudo.
Há limitações nos dados tributários que merecem ser comentadas. A primeira refere-se à distribuição incompleta: apenas uma minoria dos brasileiros apresenta a Declaração Anual de Ajuste do Imposto de Renda e isso impede o cálculo direto de medidas como, por exemplo, o coeficiente de Gini. A segunda limitação refere-se à informação limitada: não dispomos, no momento, de informações para calcular outras rendas, como a renda domiciliar per capita dosmaisricos,que são comumente usadas nos estudos sobre desigualdade no Brasil. A terceira é que as interpolações de Pareto que usamos tendem a subestimar a concentração da renda no topo extremo da distribuição. Finalmente, uma limitação adicional é a cobertura insuficiente: rendas que pertencem nominalmente a pessoas jurídicas, embora seja óbvio que sua propriedade seja, em última instância, de pessoas físicas (note-se, porém, que uma parte dos rendimentos de pessoas jurídicas transferidos às pessoas físicas está corretamente contabilizada em nossos dados). Assim, é possível que nossas estimativas da desigualdade estejam subestimadas, embora não tenhamos condições de fazer nenhum tipo de afirmação sobre a magnitude dessa subestimação. Discussões mais detalhadas sobre o assunto podem ser encontradas em Saez (2006), Atkinson (2007) e Atkinson et al. (2011).
Partindo de dados tabulados, foi necessário distribuir os rendimentos dentro das categorias de renda. Embora para esse fim existam várias metodologias possíveis (Brzezinski, 2014), optamos pela interpolação de Pareto, seguindo a metodologia mais comum na literatura internacional (Piketty, 2001:593-595, Anexo B). Uma análise detalhada das características das metodologias de estimativa de rendas no topo da distribuição encontra-se em Atkinson (2007). A fórmula da interpolação encontra-se no Apêndice I.
Como os parâmetros da função de Pareto variam conforme a categoria de renda, seguimos o procedimento de Feenberg e Poterba (1993) de adotar o limite inferior da categoria de renda observada que fosse mais próximo do quantil da distribuição a estimar. A validação da metodologia de interpolação foi feita por comparação aos dados observados. Em 2010, por exemplo, nos dados tributários a renda observada no limite inferior do 0,99% da população de 18 anos ou mais era de cerca de R$ 186,6 mil, ao passo que nossa estimativa por interpolação calcula R$ 179,1 mil, ou seja, o valor observado era apenas 2,5% maior que o valor interpolado. Evidentemente, a qualidade da interpolação varia, tendendo a ser melhor no topo (entre os 5% e o 1%) da distribuição do que em sua base. É possível que nosso nível de desigualdade esteja subestimado, pois no topo extremo da distribuição a função de Pareto costuma ser insuficientemente inclinada para representar adequadamente os elevados níveis de concentração de renda (Brzezinski, 2014).
Assim, observamos que a razão entre a renda monetária familiar (o denominador da renda definido acima) e o Produto Interno Bruto (PIB) para o período de 2006 a 2009 equivale, aproximadamente, a 66,7% -ou seja, dois terços - do valor do PIB. Utilizamos esse valor para definir o denominador de renda monetária em nosso estudo. Este valor é próximo ao valor médio observado por Vélez (2012) para a Colômbia entre 1993 e 2010 (65%). Mais adiante, avaliamos o impacto da escolha de diferentes denominadores sobre a fração da renda apropriada pelo 1% mais rico.
Os três levantamentos captam a renda total dos indivíduos, mas os resultados variam em função das características de cada um, como é discutido por Souza (2013). As vantagens de uma amostra maior são, em parte, reduzidas por questionários menos detalhados e períodos de cobertura mais curtos. Em termos gerais, os rendimentos totais mais altos são captados pelo Censo 2010, seguido da POF e, em terceiro lugar, das PNADs. Em tese, esses rendimentos equivalem a rendas brutas. No entanto, é provável que para muitas pessoas a renda efetivamente declarada corresponda à renda líquida, ou mesmo ao valor líquido percebido (Rocha, 2002). Não se deve esperar, portanto, comparabilidade perfeita entre os dados tributários e as pesquisas domiciliares, mesmo com a anualização das rendas.
Há evidências de que, em outros países, dados tributários e levantamentos domiciliares amostrais diferem mais no nível que no comportamento da desigualdade, embora haja exceções. Estudos anteriores mostram que resultados obtidos a partir de dados tributários e levantamentos domiciliares geralmente apresentam divergências no topo da distribuição, mas mostram-se comparáveis para níveis mais baixos (Burkhauser et al., 2012; Kopczuk e Saez, 2004; Leigh, 2007). Os níveis medidos de desigualdade com cada fonte de dados tendem a ser distintos, mas sua evolução costuma apontarasmesmastendências,com uma forte correlação entre o coeficiente de Gini e a razão entre a renda dos ricos e a renda total em 13 países estudados por Atkinson et al. (2011).
Os mais ricos apropriam-se de uma parcela substantiva da renda total, sem mudanças claras entre 2006 e 2012. O Gráfico 1 traz os percentuais apropriados pelos 0,1%, 1% e 5% mais ricos, de acordo com os dados da DIRPF. Nesse período, em média, o 0,1% mais rico recebeu quase 11% da renda total, o que implica que sua renda média foi quase 110 vezes maior do que a média nacional. O 1% mais rico, incluindo esse 0,1%, apropriou-se de 25%, e os 5% mais ricos receberam 44%, quase a metade da renda total. Na Colômbia e nos Estados Unidos a parcela do 1% mais rico na renda total situa-se em torno de 20% (Piketty e Saez, 2013; Vélez, 2012). Os resultados para outros países desenvolvidos indicam percentuais entre 10% e 15%, caindo abaixo disso nos países mais igualitários (Atkinson, Piketty e Saez, 2011). Todavia, diferenças entre países e sistemas tributários impedem que esses números sejam diretamente comparados aos nossos.
Por fim, a série "RBDF" utiliza como referência a renda bruta disponível das famílias, que corresponde à soma da despesa final de consumo e da poupança bruta das famílias. A definição de RBDF aproxima-se daquela utilizada por Piketty e Saez (2003) no estudo dos EUA. Para o período 2006 a 2009, a RBDF foi obtida diretamente na CEI (renda disponível bruta do setor institucional "famílias"). Para os anos de 2010 a 2012, utilizamos valores correspondentes a 103% da despesa de consumo das famílias e instituições sem fins lucrativos (DCFI) nas Contas Nacionais Trimestrais. Esse multiplicador corresponde à razão média observada entre a RBDF e a DCFI para os anos de 2006 a 2009. Vale observar que, entre outros motivos, a RDBF difere com relação ao denominador ideal porque inclui rendimentos não monetários, como os aluguéis imputados às famílias que moram em imóveis próprios, bem como as contribuições sociais pagas pelos empregadores.
Os trabalhos de Lluch (1982), Hoffmann (1988, 2001) e Souza (2013) indicam que as pesquisas domiciliares brasileiras subestimam a desigualdade no país, em boa medida devido à má captação dos rendimentos nos estratos mais ricos da população. Há, no entanto, ao menos um estudo com opinião diversa, a de que a subestimação da renda nas pesquisas domiciliares não tem importância para a desigualdade (Barros, Cury e Ulyssea, 2006). Para avaliar a hipótese de que a subestimação é relevante para a desigualdade, comparamos os resultados obtidos com dados tributários aos de pesquisas domiciliares utilizando distribuições equivalentes: renda individual de todas as fontes das pessoas com idade igual ou superior a18anos. O Gráfico 4 mostra a fração da renda total apropriada pelo 1% mais rico nos dados tributários, nas PNADs de 2006 a 2012, no Censo 2010 e na POF 2008-2009. Realizamos cálculos semelhantes para o 0,1% e os 5%, mas não apresentamos os resultados no gráfico.
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* Agradecemos pela colaboração de André Gambier Campos, Carlos Antonio Costa Ribeiro, Carlos Henrique Corseuil, Edmar Bacha, Emerson Rocha, Fernando Gaiger, José Alcides dos Santos, Lauro Stocco II, Leonardo Monastério, Luana Pinheiro, Luciana dos Santos Servo, Marcelo Caetano Abi-Ramia, Maria Lígia Barbosa, Rafael Guerreiro Osório, Rodolfo Hoffmann, Rodrigo Orair e Sergei Soares.