YENİ KELİMELERLE JАRGON ZENGİNLEŞTİRME YÖNTEMLERİ

Inicialmente, cabe enfatizar o fato de que são relativamente poucos os estudos realizados sobre pobreza multidimensional no Ceará, sobretudo no âmbito municipal. A esse respeito, Araujo, Morais e Cruz (2012, p. 6) assinalam que “os estudos sobre pobreza cearense costumam privilegiar o enfoque unidimensional monetário.” Além disso, em importantes trabalhos que retratam os condicionantes da pobreza no Ceará, como em Banco Mundial (2003) e em Bar-El (2006), as análises, em geral, são realizadas individualmente com as variáveis explanatórias, diferentemente da abordagem conjunta empreendida neste estudo, que resultou no modelo econométrico definido pela Equação 1.

Partindo do modelo econométrico apresentado, foram gerados os parâmetros com os dados da amostra relativa aos 184 municípios cearenses e os anos censitários de 1991, 2000 e 2010 (Tabela 7). Ressalta-se que, no modelo definido, todas as variáveis explanatórias elencadas são significativas ao nível de 1%, podendo se tirar conclusões acerca de suas inter- relações com o indicador de pobreza multidimensional. Além disso, tendo por base o indicador R2-Ajustado, observa-se que as variáveis explanatórias estão bem ajustadas ao modelo, detendo considerável poder de explicação do comportamento do IPM de 1991 a 2010.

Antes de se empreender a análise dos resultados do modelo econométrico, cabe exprimir, conforme salientado na metodologia deste trabalho, que o painel de dados exerce o controle das variáveis que variam ao longo do tempo mas não entre as entidades (no caso, os municípios), tais como fatores culturais, diferenças em práticas da gestão municipal, políticas nacionais (monetária, fiscal, cambial etc.), leis federais e acordos internacionais. Em outras

palavras, esta técnica considera tão-somente a heterogeneidade entre os indivíduos. Sabe-se de antemão que esses fatores exercem influência sobre o nível de pobreza, no entanto, eles não são considerados no modelo em razão de não diferirem entre os municípios do Estado.

Tabela 7 – Resultados dos modelos econométricos avaliados

Variável Efeitos Fixos Efeitos Fixos-Robusto* Efeitos Aleatórios Coeficiente Valor p Coeficiente Valor p Coeficiente Valor p log_desp_sau_san_pc –0,0434 0,000 –0,0434 0,000 –0,0433 0,000 (0,0031) (0,0053) (0,0025) log_infra_escolar –0,1030 0,000 –0,1030 0,000 –0,1173 0,000 (0,0184) (0,0194) (0,0150) log_qualdocfund_sup –0,0174 0,000 –0,0174 0,000 –0,0169 0,000 (0,0027) (0,0035) (0,0022) log_part_rur_popocup 0,0336 0,000 0,0336 0,000 0,0183 0,000 (0,0070) (0,0061) (0,0033) log_part_peq_imovrurais –0,0152 0,004 –0,0152 0,005 –0,0171 0,000 (0,0052) (0,0054) (0,0033) log_produt_geral –0,0408 0,000 –0,0408 0,000 –0,0425 0,000 (0,0069) (0,0100) (0,0054) _const 1,0014 0,000 1,0014 0,000 1,0283 0,000 (0,0632) (0,0768) (0,0482) Nr. de observações: 448 448 448 F(6,261) = 696,00 F(6,180) = 788,32 Wald χ2 _{= 4162,89}

Prob > F = 0,0000 Prob > F = 0,0000 Prob > χ2 _{= 0,0000}

R2 0.941 0,941

R2 _{– Ajustado 0.899 0,940}

Teste Hausman:

H0: efeitos aleatórios – χ2 35,30

Prob > χ2 _0,0000

Teste Wald modificado:

H0: homocedasticidade – χ2 1.5E+36

Prob > χ2 _0,0000

Fonte: Resultados obtidos própria.

Notas: (i) Os valores entre parênteses correspondem às estimativas de erro-padrão dos parâmetros. (ii) O número de observações indica tratar-se de um painel não balanceado, já que 448 é menor do que

3 anos x 184 municípios = 552 observações.

(iii) * Na presença de heterocedasticidade, usa-se a opção rubusta para a obtenção de erros padronizados de heterocedasticidade robusta (também conhecidos como estimadores de Huber/White ou estimadores sanduiche) (REYNA71_{, 2007, p. 35; traduziu-se).}

71

Use the option ‘robust’ to obtain heteroskedasticity-robust standard errors (also known as Huber/White or sandwich estimators).

Com base no modelo adotado (efeitos fixos – robusto), ficou evidente a coerência dos sinais dos parâmetros βk com o esperado e/ou verificado pela literatura pertinente. Neste contexto, as variáveis despesas com saúde e saneamento, infraestrutura escolar, qualificação de docentes do ensino fundamental, distribuição mais equitativa da terra (participação de mini e pequenos proprietários na área total de imóveis rurais) e produtividade geral denoraram parâmetros com sinal negativo, indicando que contribuíram para reduzir o IPM. Por outro lado, participação rural na população ocupada exprimiu sinal positivo, sinalizando que esta variável contribuiu para elevar a pobreza multidimensional no Ceará, de 1991 a 2010. Observa-se, também, com base no valor dos parâmetros, a influência mais expressiva exercida pela variável infraestrutura escolar na redução da pobreza multidimensional, comparativamente às demais.

Visando a uma melhor compreensão dos resultados, optou-se por ampliar a análise, considerando as elasticidades das variáveis explanatórias em relação ao IPM. Para tanto, foram calculadas as elasticidades de cada variável, conforme definido na metodologia (Tabela 8). Como se observa, todas as variáveis se mostraram inelásticas em relação ao IPM, indicando que a variação de 1% nelas exerce influência menor do que 1% no Índice de Pobreza Multidimensional.

Tabela 8 – Elasticidade das variáveis

Variável Elasticidade Valor p

log_desp_sau_san_pc –0, 1765 0,000 (0, 0215) log_infra_escolar –0, 4190 0,000 (0, 0789) log_qualdocfun_sup –0, 0706 0,000 (0, 0142) log_part_rur_popocup 0, 1366 0,000 (0, 0249) log_part_peq_imovrurais –0, 0617 0,005 (0, 0218) log_produt_geral –0, 1659 0,000 (0, 0408)

Fonte: elaboração própria.

Notas: (i) Valores calculados pelo método Delta.

De acordo com os resultados gerados no modelo econométrico deste trabalho, os investimentos públicos em saúde e saneamento básico foram importantes no combate à pobreza multidimensional. Em média, os municípios com maiores gastos em saúde e no provimento de água, esgotamento sanitário e coleta de lixo, ou seja, em saneamento básico, obtiveram indicadores mais favoráveis de pobreza multidimensional. De acordo com os dados da amostra, para cada 1% a mais de investimento em saúde e saneamento básico, os municípios reduziram o IPM em 0,18%, em média. Nesse sentido, Araujo, Morais e Cruz (2012, p. 26), após constatarem que, “no Estado do Ceará, a pobreza multidimensional envolve diversos fatores, além da renda, tais como: condição de habitação, anos de estudo, esgoto, saneamento, água, iluminação, entre outros”, acentuam que “os governos terão de aumentar os esforços para elevar a disponibilidade desses recursos com a finalidade de propiciar melhorias na qualidade de vida das pessoas e consequentemente diminuir a pobreza multidimensional”. Esses autores corroboram, assim, os resultados desta pesquisa de que investimentos em saúde e saneamento básico foram importantes para reduzir a pobreza multidimensional no Ceará no período de análise.

Conforme já discutido, houve melhoria nos indicadores de mortalidade infantil, suprimento de água tratada, acesso a esgotamento sanitário adequado e provimento de coleta de lixo nos municípios cearenses de 1991 a 2010, evidenciando que as políticas públicas de saúde e de saneamento básico (e, por conseguinte, de habitação), consubstancidas, em parte, pelo aumento dos investimentos nessas áreas, foram eficazes, contribuindo para reduzir a pobreza multidimensional nesse período (ver Tabela 6). Isto corrobora a asserção preconizada na hipótese 1. Ressalta-se, contudo, que o indicador relativo a fatores incapacitantes, como cegueira, deficiências mentais e dificuldades motoras graves, aumentou substancialmente de 1991 a 2010, exigindo políticas públicas mais condizentes para a superação, em particular, desses problemas. Assim, tendo por base os indicadores de saúde utilizados nesta tese, os ganhos advindos na mortalidade infantil foram neutralizados pelo aumento expressivo de fatores incapacitantes, conforme já explicitado, negando parcialmente a hipótese 1.

A existência de escolas fisicamente mais bem estruturadas e equipadas favoreceu a diminuição da pobreza. A melhoria em 1% no indicador de infraestrutura escolar contribuiu, em média, para diminuir o Índice de Pobreza Multidimensional em 0,42%, valor que consistiu na melhor elasticidade encontrada para as variáveis que compuseram o modelo econométrico.

A disponibilidade de professores na rede básica de ensino fundamental com melhor qualificação contribuiu para diminuir a pobreza multidimensional. Os resultados da

pesquisa indicaram que, em média, os municípios com 1% a mais de professores com nível superior no ensino fundamental reduziram o IPM em 0,08%.

Os resultados deste trabalho segundo os quais investimentos em educação contribuem para diminuir a pobreza multidimensional são corroborados por outros autores. Com efeito, referindo às causas estruturais da pobreza no meio rural cearense, Mendonça (2009, p. 50) constatou que a educação exerce importante papel no combate à pobreza de renda. Em seu estudo, verificou que a possibilidade de a pessoa ser pobre tende a diminuir à medida que aumentam os anos de escolaridade. Segundo Oliveira e Loureiro (2010, p, 13), “o baixo nível educacional da população [cearense] tem sido identificado como um dos principais fatores determinantes dos elevados níveis de pobreza [no Estado].” Conforme relatado no referencial teórico, negligências históricas relacionadas à formação profissional, à saúde e à educação são apontadas pelo Banco Mundial (2003, p. 9) como alguns dos fatores responsáveis pela prevalência de elevado nível de pobreza no Ceará, sobretudo no meio rural. Na mesma linha de pensamento, Bar-El (2006, p. 63) considera que deficiências na educação representam um obstáculo à superação da pobreza no Ceará.

Conforme relatado anteriormente, houve avanços, de 1991 a 2010, nos indicadores representativos de acesso ao conhecimento. A melhoria observada nos níveis educacional e de qualificação profissional comunga com os resultados aqui encontrados de que as políticas públicas de educação foram eficazes por terem, dentre outras ações não exploradas nesta tese, proporcionado escolas com melhor infraestrutura física e professores do ensino básico mais qualificados. Isto corrobora a hipótese 1, no fato de que, no período pós- Constituição Federal de 1988, as políticas de educação contribuíram para elevar as capacitações dos munícipes cearenses, reduzindo as privações na área educacional das quais decorre a pobreza multidimensional.

A participação de um maior número de pessoas ocupadas em atividades rurais contribuiu para o agravamento da pobreza. Em geral, as ocupações no campo são mais mal remuneradas do que as ocupações urbanas. Além disso, em virtude das populações rurais serem mais dispersas, torna-se mais dispendioso atendê-las com serviços públicos de infraestrutura domiciliar, fator que contribui negativamente no indicador de pobreza. Os resultados para os municípios cearenses indicaram que, em média, para cada 1% a mais de pessoas ocupadas em atividades agropecuárias, o IPM elevou-se em 0,14%.

Outros trabalhos confirmam o resultado deste trabalho. O Banco Mundial (2003, p. 9), conforme aludido no referencial teórico, aponta como um dos fatores causais da

prevalência da pobreza no Ceará “a existência de grande parcela da população vivendo em áreas rurais semiáridas com dotação de terra e de recursos materiais inadequados.” Mendonça (2009, p. 50) constatou, em seu estudo, que no Ceará, “os indivíduos envolvidos em atividades não-agrícolas, mantidas as demais variáveis constantes, possuem menor probabilidade de serem pobres.” Tais asserções, embora se refiram à pobreza monetária, guardam consonância com os resultados, encontrados nesta tese, consoante os quais os municípios com maior participação da mão de obra ocupada em atividades agropecuárias possuem indicadores de pobreza multidimensional menos favoráveis.

Pelo fato de os indicadores do IPM das zonas rurais serem todos inferiores aos das zonas urbanas nos três anos censitários, infere-se que uma maior participação de trabalhadores no campo contribuiu, em média, para aumentar a pobreza multidimensional. Cabe esclarecer, contudo, que os trabalhadores rurais são enquadrados como segurado especial na legislação previdenciária brasileira, enquanto os da cidade, quando ocupados no mercado informal, não gozam desse benefício. Assim, em razão da intensiva migração ocorrida de 1991 a 2010 na maioria dos municípios cearenses, constatou-se que houve elevação nos indicadores de desemprego (T1) e de segurança previdenciária (T4) – ver Tabela 6. Isto evidencia que as políticas públicas de trabalho e de previdência social não foram eficazes ao ponto de melhorar esses indicadores, negando a asserção preconizada na hipótese 1.

Maior equidade na distribuição da terra contribuiu para reduzir a pobreza no Ceará. Em média, os municípios com maior participação de minifúndios e de pequenas propriedades na área total dos imóveis rurais demonstraram melhores indicadores de pobreza, coeteris paribus. Os dados revelaram que para cada 1% a mais de participação dos mini e pequenos na área total dos imóveis rurais, o indicador de pobreza se reduziu, em média, em 0,07%. Este resultado é respaldado pelo Banco Mundial (2003, p. 54), quando assinala que o grupo mais pobre no Ceará é constituído pelas famílias de agricultores rurais que possuem pouca (insuficiente) ou nenhuma terra, muitas das quais praticantes da agricultura pelo sistema de parceria ou de arrendamento.

Produtividade mais elevada da mão de obra ocupada nas atividades econômicas (agropecuária, indústria e serviços) contribuiu para diminuir a pobreza multidimensional. Para cada 1% de aumento na produtividade do trabalhador, o indicador de pobreza multidimensional melhorou em 0,17%, em média. Em consonância com esse resultado, Bar- El (2006, p. 69) assinala que “a solução para a pobreza [no Ceará] deve ser encontrada na criação de condições econômicas e espaciais para o aumento da produtividade no setor agrícola, bem com no não-agrícola.”