a recente queda da desigualdade de renda no Brasil

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Rodolfo Hoffmann e maRlon Gomes ney • �
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
a recente queda da desigualdade de renda 
no Brasil: análise de dados da PNaD, do 
Censo Demográfico e das Contas Nacionais
Rodolfo hoffmann*
marlon Gomes Ney**
Resumo – Tendo em vista os conceitos clássicos relativos à distribuição fun-
cional da renda, o artigo discute as principais restrições dos dados da PNAD, 
Censo Demográfico e do Sistema de Contas Nacionais (SCN) para o estudo da 
desigualdade da distribuição de renda no Brasil, procurando analisar até que 
ponto elas podem afetar o diagnóstico da evolução dessa desigualdade. Entre 
as restrições indicadas, pode-se destacar que o montante denominado “renda 
do trabalho” nas pesquisas domiciliares compreende não só o pagamento da 
força de trabalho da população relativamente pobre, que é uma parcela pro-
gressiva da renda total, como também os rendimentos altamente regressivos na 
forma de salários de altos executivos, lucros e renda da terra. Quanto à recente 
diminuição da desigualdade, que de fato aconteceu, pode-se explicá-la pela 
diminuição da razão de concentração da renda de diversos componentes do 
rendimento domiciliar, principalmente da renda do trabalho dos empregados, 
da renda de “juros e bolsa família” e de aposentadorias e pensões. Assim, por 
meio da decomposição do índice de Gini, mostra-se que a redução da desigual-
dade é compatível com a ligeira queda na participação da “remuneração dos 
empregados” e o pequeno aumento da participação do “excedente operacional 
bruto” no PIB, registrados no SCN.
Palavras-chave – desigualdade, distribuição de renda, contas nacionais, Brasil.
JEL – D31, D33, I32, I38.
1. introdução
A Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD), realizada 
anualmente pelo IBGE, permite acompanhar a evolução da distribuição 
* Professor do Instituto de Economia da UNICAMP.
** Professor do Centro de Ciências do Homem da UENF.
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da renda no Brasil. A análise dos dados da pesquisa mostra, no período 
1995-2006, uma redução significativa da desigualdade de rendimentos, 
tanto para a distribuição da renda do trabalho quanto para a distribuição 
da renda domiciliar per capita, que inclui ganhos de aposentadorias, 
pensões, aluguéis, juros, bolsas e outros.
Informações sobre a renda captadas por meio de questionários estão 
sempre sujeitas a erros substancias de declaração. Há uma tendência geral 
de subdeclarar as rendas. A maior parte dos rendimentos recebidos pelo 
capital em forma de juros e dividendos é omitida. De acordo com estudo 
de Barros et al. (2006), a renda de ativos no Sistema de Contas Nacionais 
(SCN) é quase quatro vezes superior ao valor captado na PNAD. No caso 
da renda do trabalho, por sua vez, é muito difícil captar valores de ren-
dimentos eventuais e “em espécie”, tais como 13o salário, indenizações, 
vendas ocasionais, e auxílio-transporte e auxílio-alimentação. Dessa forma, 
não deixa de ser razoável manter algum grau de desconfiança em relação 
a resultados obtidos por meio de pesquisas domiciliares. 
É interessante recordar, nesse contexto, o que ocorreu logo depois 
que os trabalhos de Hoffmann e Duarte (1971 e 1972) e Fishlow (1972) 
constataram o intenso processo de concentração da renda durante a 
década de 1960, com base nos dados dos Censos Demográficos de 1960 
e 1970. Ninguém menos do que Mario Henrique Simonsen, depois de 
assinalar o extraordinário crescimento da economia brasileira a partir 
de 1968, afirmou que diante do sucesso econômico era inevitável surgir 
algum tipo de contestação. E ela havia se concentrado nos aspectos distri-
butivos do crescimento. Após listar várias limitações dos dados censitários, 
concluiu ele que o debate sobre o aumento de concentração de renda de 
1960 a 1970 “só podia ser sustentado com uma boa dose de leviandade 
estatística” (SIMONSEN, 1972, p. 50). Citando resultados obtidos por 
Hoffmann (1971) e Duarte (1971), afirmou que a evidência estatística 
apoiava a conjectura, mas não provava o aumento da desigualdade de 
renda no país. 
Apenas depois da publicação do livro de Langoni (1973) é que pas-
sou a haver concordância a respeito do aumento da desigualdade entre 
1960 e 1970, e a questão polêmica passou a ser a identificação das causas 
do fenômeno. Hoje a dúvida novamente ronda a mudança na distribuição 
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de renda no país, só que agora ela envolve a queda da desigualdade. Para 
avaliar se de fato ela ocorreu recentemente no Brasil, mais especifica-
mente no período 2001-2006, cabe considerar outras informações, além 
das fornecidas pela PNAD. 
As análises sobre a reeleição de Lula em 2006, por exemplo, indicam 
que o voto foi afetado pela relativa melhora da situação econômica da 
população de baixa renda, uma melhora que, sem ter sido acompanhada 
de um crescimento substancial da renda nacional per capita, só pode ser 
atribuída à redução da desigualdade da distribuição da renda. Mesmo 
tendo visto seu governo envolvido em alguns escândalos, Lula venceu em 
20 dos 27 estados brasileiros, obtendo um percentual bem maior de votos 
nas duas regiões mais pobres do país, o Norte e Nordeste, que nas duas 
regiões mais ricas, o Sul e Sudeste. Em estados com grande incidência 
de pobreza, tais como Maranhão, Piauí e Bahia, teve, respectivamente, 
84%, 77% e 78% dos votos válidos. 
Provavelmente o principal dado objetivo usado para colocar em dú-
vida a recente queda na desigualdade da distribuição da renda no Brasil 
é a redução da participação dos salários na renda apurada pelo Sistema 
de Contas Nacionais, elaborado pelo IBGE. Trata-se de uma informação 
sobre distribuição funcional da renda que indicaria um aumento da 
concentração da renda, já que para os economistas clássicos (e Marx) o 
salário é a forma de remuneração dos relativamente pobres, em contra-
posição a juros, lucros e renda da terra, típicas formas de rendimento 
de classes relativamente ricas. Como entender essa aparente contradição 
entre as duas fontes de informação do IBGE?
Na próxima seção serão apresentados os índices de desigualdade 
obtidos da PNAD, que mostram a redução na desigualdade no período 
1995-2006. As seções seguintes analisam as terminologias usadas pelo 
IBGE na PNAD e no Censo Demográfico de 2000, discutindo suas in-
terpretações em termos de distribuição funcional da renda. Na seção 5 
discute-se o significado da “distribuição funcional da renda” obtida no 
Sistema de Contas Nacionais. A seção 6 expõe as principais conclusões 
apresentadas ao longo do artigo. 
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2. evolução da desigualdade no período 1995-2006 
de acordo com dados da PNaD
Para todos os anos da PNAD foram utilizados os microdados forne-
cidos pelo IBGE, considerando sempre a última versão disponível para 
os fatores de expansão associados a cada observação da amostra. Até 
2003 a PNAD não cobria a área rural da antiga região Norte. A fim de 
manter a comparabilidade dos resultados ao longo do tempo, nas PNAD 
de 2004 a 2006 foram desconsiderados os dados referentes à área rural 
da antiga região Norte.
Os dados da PNAD permitem analisar a evolução da desigualdade 
das seguintes distribuições: a) do rendimento domiciliar per capita 
(RDPC), definido como o cociente entre a renda domiciliar e o número 
de pessoas residentes no domicílio, excluindo pensionistas, empregados 
domésticos e parentes de empregados domésticos, e considerando apenas 
os domicílios particulares permanentes com declaração de rendimento; 
b) do rendimento mensal de todas as fontes por pessoa economicamenteativa com rendimento positivo (PEA com renda positiva); c) do rendi-
mento mensal de todas as fontes para a PEA total (PEA com declaração 
de rendimento, incluindo os que declararam rendimento nulo); d) do 
rendimento mensal de todos os trabalhos das pessoas ocupadas com 
rendimento no trabalho (POC).
A Tabela 1 mostra a variação do índice de Gini e da medida T de 
Theil para as quatro distribuições de renda definidas anteriormente, de 
1995 a 2006. A Figura 1 permite visualizar graficamente as variações nos 
índices de Gini de cada distribuição. Conforme se pode observar, para 
a renda domiciliar per capita (RDPC) a queda no índice de Gini entre 
1995 e 2001 é muito pequena, e apenas a partir de 2001 se verifica uma 
clara tendência decrescente. Para as outras três distribuições analisadas, 
é possível considerar que há uma tendência de redução da desigualda-
de ao longo de todo o período 1995-2006. Percebe-se ainda, em 2005, 
uma desaceleração do ritmo de redução da desigualdade medida pelo 
índice de Gini. Quando medida pelo T de Theil, índice mais sensível a 
mudanças na cauda direita da distribuição, a desigualdade entre as pes-
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soas economicamente ativas (PEA) e entre pessoas ocupadas com renda 
no trabalho (POC) chega a apresentar ligeiro crescimento em 2005.1 
Todas as medidas de desigualdade analisadas voltam, porém, a mostrar 
redução de 2005 a 2006.
Tabela 1. 
Valor do índice de Gini e do T de Theil para a desigualdade 
na distribuição da renda domiciliar per capita (RDPC), 
do rendimento mensal total de pessoas economicamente ativas 
com rendimento positivo (PEA) ou incluindo os sem-rendimento (PEA total), 
e do rendimento de todos os trabalhos das pessoas ocupadas 
com rendimento no trabalho (POC). Brasil,(1) 1995-2006.
Ano
Índice de Gini para T de Theil para
RDPC PEA PEA total POC RDPC PEA PEA total POC
1995 0,599 0,589 0,662 0,585 0,727 0,710 0,907 0,698
1996 0,600 0,584 0,657 0,580 0,726 0,698 0,889 0,687
1997 0,600 0,584 0,659 0,580 0,731 0,703 0,902 0,690
1998 0,598 0,581 0,659 0,575 0,728 0,697 0,903 0,677
1999 0,592 0,572 0,655 0,567 0,706 0,666 0,881 0,650
2001 0,594 0,571 0,642 0,566 0,720 0,680 0,862 0,664
2002 0,587 0,569 0,637 0,563 0,705 0,670 0,843 0,655
2003 0,581 0,561 0,630 0,554 0,680 0,652 0,824 0,635
2004 0,569 0,553 0,616 0,547 0,656 0,637 0,791 0,623
2005 0,566 0,550 0,616 0,544 0,650 0,641 0,800 0,624
2006 0,559 0,546 0,605 0,541 0,634 0,630 0,769 0,616
Fonte: elaboração dos autores.
Nota: (1) exclusive as áreas rurais de Ro, ac, am, RR, Pa e aP.
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Figura 1. A queda do índice de Gini da distribuição 
da renda no Brasil(1) de 1995 a 2006.
Fonte: elaboração dos autores.
Nota: (1) exclusive as áreas rurais de Ro, ac, am, RR, Pa e aP.
É compreensível que a desigualdade da RDPC mostre um compor-
tamento distinto do observado para a PEA ou para as pessoas ocupadas, 
pois as duas últimas distribuições refletem mais diretamente o que ocorre 
no mercado de trabalho. As pessoas inativas, que recebem aposentadorias 
e pensões, são abrangidas no cálculo da RDPC, mas estão excluídas das 
outras três distribuições analisadas. A distribuição da RDPC também é afe-
tada pela composição das famílias: número de crianças, idosos e pessoas 
economicamente ativas. Nota-se ainda que, embora o índice de Gini da 
distribuição da renda da PEA total seja sempre maior do que o da PEA 
com renda positiva, ambos apresentam a mesma tendência de redução ao 
longo do período analisado, mostrando que as variações no desemprego 
não chegaram a inverter o sentido das variações na desigualdade (exceto 
no período 1996-1998).
A seguir serão analisadas mais pormenorizadamente as mudanças na 
distribuição da renda domiciliar per capita entre 2001 e 2006. Foi cons-
tatado, na Tabela 1, que o índice de Gini da distribuição do rendimento 
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domiciliar per capita (RDPC) cai de 0,594 em 2001 para 0,559 em 2006. 
Essa redução de 3,5 pontos percentuais em 5 anos pode parecer peque-
na, mas cabe assinalar que o valor absoluto de sua intensidade anual é 
semelhante ao do crescimento de 8 pontos percentuais do índice de Gini 
do rendimento da PEA no Brasil na década de 1960, cuja determinação 
mereceu grande destaque na literatura sobre distribuição de renda e no 
debate político.
Outros indicadores de desigualdade apontam no mesmo sentido. 
A porcentagem da renda apropriada pelos 10% mais ricos cai de 47,2% 
em 2001 para 44,4% em 2006, ao mesmo tempo que a porcentagem 
da renda total recebida pelos 5% mais ricos cai de 33,8% para 31,6%. 
Em 2001, a porcentagem da renda total apropriada pelo 1% mais rico 
(13,8%) ainda era maior que a porcentagem da renda apropriada pelos 
50% mais pobres (12,7%). A situação se inverte em 2006, ficando 12,6% 
para o centésimo mais rico e 14,7% para a metade mais pobre. O índice 
T de Theil diminui de 0,720 em 2001 para 0,634 em 2006.
Para comparar os rendimentos de diferentes anos, eles serão expres-
sos em reais de agosto de 2007, utilizando o INPC como deflator. Como a 
PNAD levanta o rendimento de setembro e a maioria das pessoas recebe 
o pagamento no início de outubro, obtém-se um deflator para início de 
outubro calculando a média geométrica entre os valores do INPC de 
setembro e outubro.2 
A Tabela 2 mostra o valor médio do RDPC na população e em seis 
estratos delimitados por percentis. Cada um dos quatro primeiros estra-
tos inclui 20% da população, ordenada conforme valores crescentes do 
RDPC. Assim, o primeiro estrato é o quinto mais pobre. O quinto estrato 
é formado pelos 10% da população delimitados pelo oitavo e pelo nono 
decil. Finalmente, o sexto estrato é constituído pelos 10% mais ricos. 
Cabe ressaltar que os limites entre estratos variam de ano para ano. O 
valor do quarto decil (o limite entre o segundo e o terceiro estrato) au-
menta de R$ 179,1 em 2001 para R$ 225,6 em 2006, ao mesmo tempo 
que o nono decil (o limite entre o quinto e o sexto estrato) aumenta de 
R$ 983,6 para R$ 1.061,0. 
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Tabela 2. Evolução do rendimento médio para seis estratos 
da distribuição da renda domiciliar per capita. Brasil(1), 2001-2006.
Estrato 
Renda média em R$ de agosto/2007 Variação %
2001 2002 2003 2004 2005 2006 2001-2004 2001-2006
Quinto mais pobre 53,6 58,3 55,2 62,2 67,9 76,9 16,0 43,5
Segundo quinto 134,1 137,4 132,6 144,0 154,6 174,5 7,4 30,1
Terceiro quinto 235,4 237,8 229,7 244,0 262,2 291,5 3,7 23,8
Quarto quinto 412,0 413,5 395,5 414,2 438,3 480,6 0,5 16,7
Nono décimo 741,5 738,6 700,3 721,6 754,6 827,2 –2,7 11,6
Décimo mais rico 2.156,7 2.142,7 1.982,8 2.004,1 2.129,0 2.298,7 –7,1 6,6
Total 456,9 457,6 430,9 445,4 472,9 517,3 –2,5 13,2
Fonte: elaboração dos autores.
Nota: (1) exclusive as áreas rurais de Ro, ac, am, RR, Pa e aP.
O rendimento médio para toda a população permanece praticamen-
te o mesmo em 2001 e 2002, cai em 2003, se recupera parcialmente em 
2004, e cresce 6,2% em 2005 e mais 9,4% em 2006. No período 2001-2004 
esse rendimento médio diminui 2,5%, mas ele cresce 13,2% entre 2001 
e 2006. Devido à redução na desigualdade, o comportamento da renda 
mediana é mais favorável que o da renda média: ela aumenta de R$ 230,2 
em 2001 para R$ 257,6 em 2005 (crescimento de 11,9%) e para R$ 287,2 
em 2006 (crescimento de 24,7% em relação a 2001).
A tabela 2 mostra que, entre 2001 e 2004, aumentou a renda média 
dos três primeiros estratos e diminuiu a renda média dos dois últimosestratos. A variação no rendimento médio é de 16,0% para o quinto mais 
pobre e –7,1% para os 10% mais ricos. Os pobres ficaram menos pobres 
e os relativamente ricos se tornaram menos ricos no período 2001-2004. 
Considerando, por sua vez, todo o período 2001-2006, no qual a média 
geral cresceu 13,2%, verifica-se, novamente, que o crescimento percentual 
da renda média dos estratos é tanto menor quanto mais alto é o nível de 
renda. Enquanto a renda média do quinto mais pobre cresce 43,5%, a 
renda média do décimo mais rico cresce apenas 6,6%. 
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Em lugar de comparar, ao longo do tempo, estratos com determina-
das porcentagens da população, pode-se delimitar os estratos por valores 
constantes. A Tabela 3 mostra a evolução do número e da proporção de 
pessoas cuja renda domiciliar per capita (RDPC), em valor real de agosto 
de 2007, é igual ou menor que R$ 100,00, e, também, duas medidas de 
pobreza que levam em consideração sua intensidade: o índice de Sen 
e o índice de Foster, Greer e Thorbecke (FGT). Nota-se que a linha de 
pobreza é representada pelos mesmos R$ 100,00. Para o outro extremo 
da distribuição, a Tabela ainda mostra a evolução do número e da propor-
ção de pessoas com RDPC acima de R$ 2.000,00, sempre considerando 
valores reais em moeda de agosto de 2007.
Tabela 3. Porcentagem e número de pessoas com renda domiciliar per capita 
(RDPC), em valor real de agosto de 2007, igual ou abaixo de R$ 100,00 
e acima de R$ 2.000,00, e medidas de pobreza. Brasil(1), 2001-2006.
Estrato e variável 2001 2002 2003 2004 2005 2006
RDPC ≤ 100
 Pessoas, milhões 36,12 34,81 37,66 33,23 29,25 24,73
 % 21,8 20,6 22,0 19,2 16,5 13,8
 Índice de Sen(2) 0,1286 0,1152 0,1250 0,1058 0,0916 0,0764
 Índice FGT(3) 0,0577 0,0490 0,0542 0,0446 0,0387 0,0323
RDPC > 2000
 Pessoas, milhões 5,49 5,81 5,06 5,11 5,83 6,92
 % 3,3 3,4 2,9 2,9 3,3 3,9
Fonte: elaboração dos autores.
Notas: (1) exclusive as áreas rurais de Ro, ac, am, RR, Pa e aP.
 (2) Índice de pobreza de Sen, com linha de pobreza de R$ 100.
 (3) Índice de pobreza de Foster, Greer e Thorbecke com linha de pobreza de R$ 100 (em moeda de agosto de 2007).
Verifica-se que tanto o número e a proporção de pobres (RDPC ≤ 
R$ 100,0) quanto o número e a proporção de ricos (RDPC > R$ 2.000,0) 
diminuem de 2001 a 2004. Com crescimento de 16,1% na renda média, en-
tre 2004 e 2006, ocorre uma redução mais significativa da pobreza absoluta, 
fazendo com que o número e a proporção de pobres em 2006 sejam bem 
menores que em 2001. No período 2001-2006, a queda relativa nos valores 
do índice de pobreza de Sen e da medida FGT é mais intensa do que na 
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proporção de pobres. Por outro lado, o crescimento da renda média, entre 
2004 e 2006, também favorece o crescimento do número e da proporção 
de ricos (RDPC > R$ 2.000,0), que se tornam maiores que em 2001. 
3. categorias de rendimento na PNaD
Ao divulgar os dados da PNAD, o IBGE denomina “rendimento de 
trabalho” aquele obtido por meio de qualquer atividade exercida pela pes-
soa, incluindo não só o salário de empregados, como também “o ganho 
(rendimento bruto menos despesas efetuadas com o empreendimento, 
como pagamentos de empregados, matéria-prima, energia elétrica, te-
lefone etc.) da pessoa que explorava um empreendimento como conta 
própria ou empregadora” (IBGE, 2007, p. 36). No caso do empregador, 
certamente os economistas clássicos e Marx chamariam isso de lucro, e 
não de “rendimento de trabalho”.
Não é raro que os pesquisadores, ao usarem os dados da PNAD, 
denominem de “salários” a variável que o IBGE denomina “rendimento 
de todos os trabalhos”. A rigor, só cabe chamar de “salário” o rendimen-
to do trabalho de um empregado. Infelizmente, mesmo os salários não 
podem ser considerados exclusivamente “remuneração do trabalho” 
no sentido clássico-marxista. Na economia capitalista moderna, os altos 
executivos recebem salários, mas desempenham essencialmente o papel 
dos empresários capitalistas da época dos economistas clássicos. Na sua 
brilhante análise da “elite do poder” nos Estados Unidos, Wright Mills 
(1968, p. 145) assinala que “os altos executivos e os muito ricos não são 
duas classes distintas e claramente separadas”. E o que dizer dos salários 
dos postos mais altos na administração pública e na hierarquia militar, 
também incluídos na “elite do poder” de Wright Mills? 
A seguir será analisada a composição da renda declarada na PNAD de 
2006, utilizando as categorias definidas pelo IBGE, mas lembrando que, com 
esses dados, é praticamente impossível separar a remuneração do trabalho, 
os lucros e a renda da terra. Ao contrário da seção anterior, como o nosso 
objetivo aqui não é fazer comparações com os dados das PNAD até 2003, as 
áreas rurais da antiga Região Norte não foram excluídas das estimativas. 
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A Tabela 4 mostra a participação de onze componentes do rendi-
mento domiciliar na renda total. As seis primeiras parcelas se referem ao 
valor do “rendimento de todos os trabalhos” (conceituação do IBGE), 
conforme a posição na ocupação da pessoa que recebe o rendimento. 
Elas constituem quase 76% da renda total declarada. Apenas a segunda, 
terceira e quarta parcelas se referem a assalariados (empregados), cor-
respondendo a cerca de 50% da renda total declarada. Os outros 26% 
representam os ganhos dos trabalhadores por conta própria e dos empre-
gadores. É provável que a maior parte do rendimento dos trabalhadores 
nessas duas posições possa ser considerada, efetivamente, remuneração 
do trabalho, mas certamente há outra parte importante representada 
por lucros e renda da terra. 
Tabela 4. Decomposição do rendimento domiciliar per capita, no Brasil, em 2006, 
em nove parcelas, e a contribuição de cada parcela para a desigualdade 
medida pelo índice de Gini.
Parcela do rendimento
Participação
(ϕh) 
Razão 
de concentração 
(Ch )
Parcela de G Progressividade
ϕn Ch (%) (G - Ch )
Renda de todos os trabalhos 0,7595 0,5636 0,4281 76,4 –0,003
 Empregados(1) 0,4990 0,5175 0,2582 46,1 0,043
 Militar e func. público(1) 0,1063 0,7473 0,0795 14,2 –0,187
 Outros empregados(1) 0,3927 0,4553 0,1788 31,9 0,105
 Conta própria(1) 0,1415 0,4805 0,0680 12,1 0,080
 Empregador(1) 0,1190 0,8559 0,1018 18,2 –0,296
Aposent. e pensões oficiais 0,1793 0,5788 0,1038 18,5 –0,019
Outras aposent. e pensões 0,0152 0,5835 0,0088 1,6 –0,023
Doações de outros domic. 0,0071 0,4449 0,0032 0,6 0,115
Renda de aluguéis 0,0173 0,7916 0,0137 2,4 –0,231
Juros, Bolsa-família e 
outros(2)
0,0217 0,1216 0,0026 0,5 0,439
Total 1,0000 0,5602 0,5602 100,0 -
Fonte: elaboração dos autores.
Notas: (1) Rendimento de todos os trabalhos de pessoa do domicílio classificada 
nessa categoria de posição na ocupação.
 (2) inclui outros programas de transferências do governo.
1� • a recente queda da desigualdade de renda no Brasil
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
Se ao total do “rendimento de todos os trabalhos” for agregado 
o valor de aposentadorias e pensões, considerando-as um pagamento 
pelo trabalho pretérito, chega-se a 95,4% da renda total declarada.3 
Tendo em vista que perto da metade dos rendimentos da parcela “juros, 
bolsa família e outros” é composta por transferências governamentais 
(Bolsa-família, benefício de progressão continuada – BPC, etc.), os 
rendimentos decorrentes exclusivamente da posse de patrimônio na 
forma de juros, dividendos e aluguéis não chegam a 3% da renda total 
declarada na PNAD. 
Não há dúvida de que o grau de subdeclaraçãovaria com o tipo de 
rendimento: é pequeno no caso de aposentadorias e pensões oficiais, e 
muito elevado no caso de juros e dividendos. Uma informação minima-
mente confiável sobre juros e dividendos poderia ser obtida das decla-
rações de imposto de renda, e seria altamente desejável que esses dados 
estivessem disponíveis para os pesquisadores, respeitando-se, obviamente, 
o sigilo das informações individuais. 
A Tabela 4 também mostra a decomposição do índice de Gini, 
considerando k parcelas do rendimento domiciliar per capita (RDPC). 
Nota-se que o componente renda de todos os trabalhos é classificado 
pela posição das pessoas ocupadas: renda de empregado, conta pró-
pria e empregador. Além disso, os empregados são ainda divididos em 
“militares e funcionários públicos” e “outros empregados”. Se todas as 
posições na ocupação são agregadas, tem-se k=6; se ela é dividida em três, 
tem-se k=8; e, quando ela separa os dois tipos de empregados, tem-se 
k=9. Seja xi o RDPC da i-ésima pessoa e sejam xhi as respectivas parcelas, 
de maneira que
Admite-se que as rendas xi estão ordenadas de maneira que
Seja µ a renda média e seja µh o valor médio da h-ésima parcela. 
Pode-se definir o índice de Gini da RDPC como
(1)
(2)
Rodolfo Hoffmann e maRlon Gomes ney • 1�
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
A razão de concentração da h-ésima parcela é definida como
Seja ϕh a participação da h-ésima parcela na renda total, isto é, 
De (3), (4) e (5) pode-se deduzir que 
Essa expressão mostra que o índice de Gini é uma média ponderada 
das razões de concentração. Se a razão de concentração de uma parcela 
positiva é menor do que o índice de Gini, diz-se que essa parcela é pro-
gressiva, pois ela contribui para reduzir a desigualdade. Por outro lado, 
se Ch > G, diz-se que a parcela é regressiva. O valor de G - Ch, por sua vez, 
é uma medida do grau de progressividade da parcela.4
Observa-se, na Tabela 4, que as duas parcelas mais regressivas são 
o rendimento de aluguéis e, principalmente, de todos os trabalhos de 
empregadores, que, é importante lembrar, também abrangem lucros. 
Pelo fato de ter uma razão de concentração inferior ao índice de Gini, 
o rendimento do trabalho de empregados do setor privado (outros 
empregados) é progressivo e tem uma participação no índice de Gini 
(31,9%) inferior à sua participação no rendimento total (39,3%). Mesmo 
assim, trata-se claramente da maior contribuição para o índice de Gini, 
entre todas as parcelas analisadas. Agregando as parcelas referentes aos 
assalariados, chega-se a mais de 46% do índice de Gini, o mesmo índice 
(3)
(4)
(5)
(6)
20 • a recente queda da desigualdade de renda no Brasil
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
que leva a classificar o Brasil como um país com grande desigualdade 
na distribuição da renda. Mesmo reconhecendo as limitações dos dados 
da PNAD, não há como negar a importância de analisar a desigualdade 
entre assalariados.
A última parcela da renda da Tabela 4 abrange tanto rendas altamen-
te regressivas, como juros e dividendos, quanto rendimentos altamente 
progressivos de programas oficiais de auxílio, como Bolsa-família e Renda 
Mínima. Apesar disso, ela é a parcela mais progressiva entre as analisadas. 
Estimativas da razão de concentração para o Bolsa-família mostram que 
ela estaria próxima de –0,5, fazendo com que a respectiva medida de 
progressividade supere 1 (ver Soares et al., 2006, e Hoffmann, 2007).
4. a composição do rendimento domiciliar per capita 
conforme dados do Censo Demográfico de 2000
O Censo Demográfico de 2000 apresenta dados estranhos na cauda 
inferior da distribuição da renda. Há uma proporção de domicílios com 
renda total declarada nula substancialmente maior do que na PNAD, 
o que só não representaria grave problema se essa tendência estivesse 
restrita às famílias com todos os membros desocupados ou com algum 
deles ocupado em atividade mal remunerada. Em boa parte dos casos, 
porém, vive no domicílio pelo menos um membro empregado como 
militar do exército, delegado, juiz, entre outras profissões cuja renda é 
relativamente alta. 
Outro problema dos dados do Censo é a existência de pessoas ocu-
padas em atividades de baixa remuneração, como auxiliar de higiene, 
garçom, marceneiro e vigilante, que informaram renda muito elevada, 
algumas até mesmo acima de R$ 100.000 por mês, colocando novamente 
em dúvida se o valor do rendimento declarado corresponde de fato ao 
recebido. A fim de contornar os dois problemas e obter um conjunto 
de informações mais coerentes e homogêneas sobre as características da 
distribuição da renda, excluímos da amostra as pessoas com renda domi-
ciliar per capita igual a zero e as com valor maior do que R$ 30.000. 
Rodolfo Hoffmann e maRlon Gomes ney • 21
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
A decisão de excluir alguns indivíduos situados nas caudas inferior 
e superior da distribuição da renda elimina boa parte das pessoas pobres 
e das pessoas muito ricas, tendendo a subestimar as medidas de desigual-
dade da distribuição dos rendimentos. Sua inclusão, no entanto, teria o 
efeito contrário e contribuiria para a superestimação do nível de desigual-
dade, uma vez que algumas famílias com rendimento não-declarado no 
Censo, particularmente as que vivem da produção para o autoconsumo, 
seriam consideradas sem renda, e outras com rendimento relativamente 
baixo teriam sua renda drasticamente superdeclarada. 
A Tabela 5 mostra as principais características da distribuição da 
renda no Brasil em sua totalidade, e nas regiões Norte, Nordeste, Sudes-
te menos o estado de São Paulo (RJ+ES+MG), estado de São Paulo, Sul 
e Centro-Oeste. Apesar da exclusão das pessoas com renda domiciliar 
per capita igual a zero e renda superior a R$ 30.000, a desigualdade de 
renda medida pelo índice de Gini e T de Theil com base no Censo é 
maior do que nas PNADs de 1999 e 2001 (ver Tabela 1). Conforme se 
pode observar, a proporção da renda total apropriada pelo 1% mais rico 
é de 16,0%, valor substancialmente maior que a parcela apropriada pela 
metade mais pobre da população, que é de 11,3%. 
A situação da desigualdade no Nordeste é particularmente grave 
porque a região se destaca tanto por ter a menor renda média do país 
quanto por ter a maior desigualdade (ver Tabela 5). A renda média, 
estimada em R$ 166,1 na Região, é menos da metade dos R$ 341,6 no 
Sudeste (exclusive o estado de São Paulo), dos R$ 348,0 na região Sul, e 
dos R$ 350,6 no Centro-Oeste, chegando a ser mais de 60% menor que o 
ganho médio de R$ 452,7 no estado de São Paulo. Com um nível de renda 
menor, mesmo se a desigualdade no Nordeste fosse igual à das demais 
regiões, ela já estaria associada a um maior nível de pobreza. Mas essa 
região ainda se destaca por apresentar a maior concentração de renda. 
22 • a recente queda da desigualdade de renda no Brasil
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
Tabela 5. Principais características da distribuição do rendimento domiciliar 
per capita. Brasil e regiões, 2000.
Estatística Brasil Norte Nordeste MG+ES+RJ SP Sul Centro-Oeste
N. na amostra 4.969.136 301.136 1.270.905 1.098.252 1.076.907 859.673 362.263
Pessoas (1000) 160.386,7 11.768,5 43.941,8 33.898,0 35.451,7 24.266,0 11.060,7
Rdmto. Médio 308,8 193,5 166,1 341,6 452,7 348,0 350,6
% da renda 
recebida pelos
40% mais pobres 7,3 7,9 7,4 8,4 9,5 9,5 8,2
50% mais pobres 11,3 11,9 11,3 12,6 14,1 14,1 12,1
10% mais ricos 51,0 51,8 54,5 49,4 46,4 46,7 52,4
5% mais ricos 37,3 38,9 41,7 35,8 33,2 33,6 38,7
1% mais ricos 16,0 17,9 19,2 14,9 13,7 14,2 16,8
Índice de Gini 0,626 0,623 0,641 0,604 0,575 0,576 0,624
T de Theil 0,834 0,874 0,949 0,771 0,687 0,699 0,857
Fonte: elaboração dos autores.
A Tabela 6 mostraa participação de 12 componentes da renda domi-
ciliar per capita. Como o Censo não informa a posição na ocupação do 
trabalho secundário, a classificação da renda de todos os trabalhos por 
posição na ocupação considerou apenas a atividade principal. Note-se 
que, além dos ganhos de empregados, conta própria e empregadores, 
existe um tipo de renda do trabalho classificada como “mal definida”. Ela 
é composta por pouquíssimos indivíduos com algum ganho na atividade 
secundária e cuja atividade principal não é remunerada: “aprendiz ou 
estagiário sem remuneração”, “não-remunerado em ajuda a membro do 
domicílio” e “trabalhador na produção para o próprio consumo”.
Os rendimentos de todos os trabalhos respondem por 77,8% de toda 
renda declarada no censo. O ganho de militares e funcionários públicos, 
outros empregados, trabalhadores por conta própria e empregadores 
corresponde, respectivamente, a 6,9%, 39,6%, 19,9% e 11,3% da renda 
total. A razão de concentração da renda dos trabalhos, por sua vez, é de 
0,625, valor praticamente igual ao do índice de Gini, embora variando 
Rodolfo Hoffmann e maRlon Gomes ney • 23
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
significativamente conforme a posição na ocupação: 0,727 para militares 
e funcionários públicos, 0,527 para outros empregados, 0,621 para os 
trabalhadores por conta própria, e 0,914 para os empregadores. Entre 
os rendimentos do trabalho, apenas os ganhos de funcionários públicos 
e, principalmente, de empregadores contribuem para aumentar a desi-
gualdade. A mesma conclusão pode ser tirada observando os dados da 
PNAD de 2006 (ver Tabela 4). 
Tabela 6. Decomposição do rendimento domiciliar per capita em 12 parcelas, 
e a contribuição de cada parcela para a desigualdade medida 
pelo índice de Gini. Brasil, 2000.
Parcela do rendimento
Participação
(ϕh)
Razão 
de concentração
(Ch)
Parcela de G
Progressividade 
(G - Ch )ϕn Ch %
Renda de todos os trabalhos 0,778 0,625 0,486 77,9 –0,001
 Empregado(1) 0,465 0,556 0,259 41,5 0,624
 Militar e func. público(1) 0,069 0,727 0,050 8,0 –0,103
 Outros empregados(1) 0,396 0,527 0,209 33,5 0,097
 Conta própria(1) 0,199 0,621 0,124 19,8 0,624
 Empregador(1) 0,113 0,914 0,104 16,6 0,624
 Mal definido(1) 0,00004 0,592 0,00002 0,004 –0,032
Aposentadorias e pensões 0,161 0,592 0,095 15,3 0,031
Aluguéis 0,028 0,790 0,022 3,6 –0,166
Doações 0,013 0,602 0,008 1,2 0,022
Renda mínima 0,003 0,175 0,001 0,1 0,449
Outros rendimentos 0,017 0,695 0,012 1,9 –0,071
Total (Índice de Gini) 1,000 0,624 0,624 100,0 0,000
Fonte: elaboração dos autores.
Nota: (1) Rendimento de todos os trabalhos de pessoa do domicílio classificada 
nessa categoria de posição na ocupação.
Além dos rendimentos do trabalho, podem-se ainda analisar nos 
dados do Censo outros cinco componentes da renda domiciliar: a) 
24 • a recente queda da desigualdade de renda no Brasil
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
aposentadoria ou pensão, b) aluguel, c) pensão alimentícia, mesada ou 
doação, d) Renda Mínima, Bolsa-escola ou seguro-desemprego, e) outros 
rendimentos. Diferentemente da PNAD, no Censo Demográfico de 2000 
as rendas provenientes de programas oficiais de auxílio não são coloca-
das na mesma categoria dos juros e dividendos, situados na categoria 
“outros rendimentos” junto com os ganhos de abono por permanência 
em serviço e pensão paga integralmente por seguradora ou entidade de 
previdência privada aberta (IBGE, 2002). 
Em relação aos outros componentes da renda domiciliar, a com-
paração da razão de concentração com o índice de Gini indica que as 
parcelas referentes a aposentadorias e pensões, doações e renda mínima 
contribuem para reduzir a desigualdade. O destaque vai para os ganhos 
provenientes de programas como Bolsa-escola, seguro-desemprego e 
outros programas oficiais de auxílio (Renda Mínima), que apresentaram 
conjuntamente uma razão de concentração (0,175) muito menor que a 
dos outros tipos de rendimentos. A razão de concentração das aposen-
tadorias e pensões (0,592), por exemplo, é quase 240% superior à razão 
dos ganhos provenientes de programas oficiais de auxílio (Tabela 6). 
Já os ganhos de ativos, mais especificamente aluguéis, juros e divi-
dendos, apresentam uma razão de concentração muito elevada e subs-
tancialmente superior ao valor do índice de Gini. Assim como na PNAD, 
trabalhadores por conta própria e empregadores também declaram, no 
Censo, boa parte dos lucros e da renda da terra como rendimentos do 
trabalho. Conforme se pôde observar nas Tabelas 4 e 6, a renda de todos 
os trabalhos dos empregadores, que é em parte composta por renda de 
ativos na forma de lucros, apresentou a maior razão de concentração de 
todos os componentes do rendimento domiciliar até aqui analisados para 
os dados da PNAD de 2006 e do Censo Demográfico de 2000. 
5. a distribuição funcional da renda nas contas Nacionais
O principal dado objetivo usado para colocar em dúvida a recente 
queda na desigualdade da distribuição da renda é provavelmente a queda 
da participação dos salários na renda total no SCN. Na versão do SCN 
Rodolfo Hoffmann e maRlon Gomes ney • 25
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
anterior à versão atualizada a partir de março de 2007, a participação da 
remuneração dos empregados no PIB vinha caindo sistematicamente: 
38,9%, em 1998, 38,1%, em 1999, 37,9%, em 2000, 37,0%, em 2001, 
36,1%, em 2002, e 35,5%, em 2003 (IBGE, 2003). O excedente operacio-
nal bruto, ao contrário, aumentou durante o mesmo período de 40,5% 
para 42,9% do PIB. 
Ressalte-se, porém, que desde março de 2007 o IBGE tem divulgado 
uma versão atualizada do SCN, com modificações substanciais nos resul-
tados. Na nova versão, com base em 2000, a participação da remuneração 
dos empregados no PIB é 40,5% em 2000, 40,6% em 2001, 39,8% em 
2002, 39,5% em 2003, 39,3% em 2004 e 40,1% em 2005 (ver Tabela 7). O 
próprio IBGE assinala que “as participações dos rendimentos do capital 
e do trabalho mantiveram-se praticamente estáveis desde 2000” (IBGE, 
2007b, p. 19). É sinal de desleixo um pesquisador usar, atualmente, a 
versão antiga das Contas Nacionais, sem pelo menos mencionar a nova 
versão, que introduziu as últimas recomendações das Nações Unidas e 
de outros organismos internacionais.5 
Tabela 7. Composição do PIB sob a ótica da renda. Brasil, 2001-2005.
Estatística 2001 2002 2003 2004 2005
Produto Interno Bruto 1.302.136 1.477.822 1.699.948 1.941.498 2.147.239
Remuneração dos empregados 528.389 588.474 671.872 763.237 860.886
 Ordenados e salários 415.886 456.402 528.173 597.452 681.067
 Contribuições sociais dos empregadores 86.761 95.925 111.961 133.012 141.130
 Contribuições sociais imputadas 25.742 36.147 31.738 32.773 38.689
Impostos líquidos de subsídios sobre 
a produção e a importação
194.735 219.996 247.440 298.317 330.412
Excedente operacional bruto 436.974 507.824 600.576 690.690 755.082
Rendimento misto bruto 
(renda de autônomos)
142.038 161.528 180.060 189.254 200.859
Fonte: iBGe (2007b).
26 • a recente queda da desigualdade de renda no Brasil
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
A “remuneração dos empregados” no SCN inclui “ordenados e sa-
lários” e as “contribuições sociais dos empregadores”, correspondendo, 
“para o empregador, ao custo total com a força de trabalho empregada” 
(IBGE, 2004, p. 31). Logo em seguida se esclarece que “os salários e or-
denados incluem: importâncias pagas no período a título de salários, re-
muneração de férias, honorários, comissões sobre vendas, ajudas de custo, 
gratificações, participações nos lucros, retiradas de sócios e proprietários 
dentro dos limites fixados pelas autoridades fiscais e auxílio-alimentação, 
nos casos em que foi possível distingui-lono conjunto de despesas das 
empresas”. A “remuneração dos empregados” inclui, portanto, “retiradas 
de sócios e proprietários”. 
Não devemos apenas tomar cuidado com os números, mas desconfiar 
também do significado dado às palavras! E, obviamente, a “remuneração 
dos empregados” inclui também o salário de altos executivos, legítimos 
“representantes do capital”. Parece que a “remuneração dos empregados” 
no SCN é conceitualmente tão indefinida e eclética como o “rendimen-
to de todos os trabalhos” na PNAD. Não estamos responsabilizando o 
IBGE pela imprecisão nos dados e na terminologia, esta última, aliás, 
estabelecida em grande parte pelo manual de contas nacionais das Na-
ções Unidas. Mas é necessário cuidado na interpretação dos resultados, 
não sendo correto identificar a “remuneração dos empregados” com o 
conceito clássico-marxista de pagamento da força de trabalho.
Se a “remuneração dos empregados” inclui rendimentos que seriam 
mais apropriadamente denominados “lucro” e, mesmo assim, representa 
apenas cerca de 40% do PIB, o pagamento do trabalho corresponderia 
então a uma fração ainda menor do PIB? Possivelmente não, devido à 
subdeclaração dos rendimentos. Como o PIB é calculado com base no 
valor da produção, acredita-se que não haja um grau substancial de su-
bestimação (excluídas, obviamente, atividades ilegais e clandestinas). O 
cálculo da “remuneração dos empregados” no SCN é, em grande parte, 
baseado em dados de pesquisas domiciliares. Sabe-se que usualmente os 
dados sobre rendimento em pesquisas domiciliares são subdeclarados. 
Entretanto, o relatório metodológico do IBGE (2004) não menciona 
esse problema de subdeclaração. Se não foi feita uma correção para a 
subdeclaração, o SCN tende a subestimar a participação da “remune-
Rodolfo Hoffmann e maRlon Gomes ney • 2�
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
ração dos empregados” no PIB, o que implicaria a superestimação do 
excedente operacional bruto. Essa é uma hipótese a ser investigada. Cabe 
ressaltar que o fato de no SCN serem considerados juros nominais permite 
preencher facilmente os “vazios” deixados pela subestimação da renda do 
trabalho.6
De qualquer forma, seja renda de ativos ou de trabalho, é comum 
encontrar na literatura argumentos que defendem que, em pesquisas 
domiciliares, a subdeclaração da renda é tão maior quanto mais alto é 
o rendimento. O resultado é que, independentemente da participação 
da “remuneração dos empregados” e do excedente operacional no PIB, 
a desigualdade na distribuição da renda no país estaria sempre subesti-
mada nos dados da PNAD. Embora haja também omissões de renda que 
tendam a incidir mais sobre os domicílios relativamente pobres, como 
é o caso da produção para o autoconsumo e ganhos ocasionais como o 
de seguro-desemprego e 13o salário, a subdeclaração dos rendimentos 
mais elevados deve ser a principal causa da subdeclaração da renda nas 
PNAD (HOFFMANN, 1988; LLUCH, 1982). 
Mesmo que o problema da subdeclaração da renda leve à subestima-
ção do nível de desigualdade de renda no país, ele não afeta necessaria-
mente a variação da desigualdade ao longo do tempo, particularmente 
a recente redução das disparidades de rendimentos. Para que a subde-
claração tenha alguma influência na variação do nível de desigualdade, 
é preciso que a proporção da renda não-declarada dos mais ricos em 
relação à sua renda total cresça. Outra possibilidade seria uma redução 
da parcela da renda não-declarada no ganho dos mais pobres. Não há, 
em princípio, motivo para que qualquer uma das duas situações tenha 
acontecido especificamente com os dados da PNAD no período 2001 a 
2006. Se o grau de subestimação da renda entre mais ricos e mais pobres 
permanece inalterado, não se deve esperar que o problema da subdecla-
ração da renda afete as estimativas da variação da desigualdade. 
É importante ressaltar que o fato de a “remuneração dos emprega-
dos” abranger rendas regressivas como os salários de altos executivos e 
as retiradas de proprietários do capital não a torna mais regressiva que o 
excedente operacional bruto do PIB: ela é constituída em grande parte 
por aquilo que se pode chamar de “salário” na acepção clássica, que de-
2� • a recente queda da desigualdade de renda no Brasil
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
signa a principal forma de remuneração dos mais pobres. Um aumento 
da participação da renda de ativos no PIB seria um indício de que houve 
aumento da desigualdade de renda, ao passo que um crescimento da 
participação da “remuneração dos empregados” indicaria uma redução 
da desigualdade. Se não houve nem uma situação nem outra, analisando 
exclusivamente os dados da composição do PIB sob a ótica da renda, não 
se pode afirmar nem que houve uma queda nem que houve um aumento 
do nível de desigualdade de renda no país. 
Os dados das PNAD de 2001 a 2006, por sua vez, mostram um ligei-
ro aumento da parcela da renda de todos os trabalhos de empregados 
e empregadores na composição da renda total (ver tabela 8). Verifica-se 
ainda uma queda do valor da parcela da renda do trabalho de 77,9% 
para 75,9%, explicada pela diminuição da participação de 16,5% para 
14,0% da renda do trabalho dos trabalhadores por conta própria. Os 
componentes da renda cuja mudança da participação na renda total 
chama mais atenção são o aluguel e os “juros, Bolsa-família e outros”. 
Estes últimos representavam 0,9% de toda renda declarada, na PNAD 
de 2001, e passaram a representar 2,2% da renda, na PNAD de 2006, um 
aumento de 136,3%.
Caso o crescimento da participação dos “juros, Bolsa-família e ou-
tros” fosse puxado principalmente pelo aumento dos rendimentos de 
juros, ele poderia significar um crescimento da desigualdade de renda no 
país. Mas não foi o que aconteceu. De acordo com estudo de Hoffmann 
(2006c), a razão de concentração dessa parcela da renda era de 0,7692, 
em 1997, 0,7638, em 1998, 0,6945, em 1999, 0,5394, em 2001, 0,5122, 
em 2002, 0,3386, em 2003, e 0,1594, em 2004. A extraordinária queda da 
razão de concentração dos “juros, Bolsa-família e outros” mostra que o 
aumento da sua participação na renda total é explicado principalmente 
pelo crescimento das rendas mais progressivas advindas de programas 
oficiais de auxílio, tais como o Bolsa-família e Renda Mínima. 
Rodolfo Hoffmann e maRlon Gomes ney • 2�
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
Tabela 8. Participação (ϕh) de cada parcela do rendimento domiciliar 
na renda total. Brasil(1), 2001-2006.
Estatística 2001 2002 2003 2004 2005 2006
Renda de todos os trabalhos 0,7794 0,7738 0,7667 0,7634 0,7591 0,7591
 Empregados(2) 0,4974 0,4972 0,4920 0,4994 0,5004 0,4999
 Militar e func. público(2) 0,0997 0,0993 0,1002 0,1014 0,0986 0,1067
 Outros empregados(2) 0,3977 0,3979 0,3918 0,3979 0,4018 0,3932
 Conta própria(2) 0,1647 0,1575 0,1582 0,1521 0,1457 0,1400
 Empregador(2) 0,1174 0,1190 0,1166 0,1120 0,1131 0,1193
Aposent. e pensões oficiais 0,1711 0,1722 0,1848 0,1813 0,1816 0,1798
Outras aposent. e pensões 0,0143 0,0144 0,0135 0,0147 0,0162 0,0152
Doações de outros domic. 0,0067 0,0076 0,0071 0,0073 0,0071 0,0071
Renda de aluguéis 0,0193 0,0191 0,0174 0,0174 0,0182 0,0173
Juros, bolsa família e outros(3) 0,0091 0,0129 0,0105 0,0159 0,0177 0,0215
Total 1,0000 1,0000 1,0000 1,0000 1,0000 1,0000
Fonte: elaboração dos autores.
Notas: (1) exclusive as áreas rurais de Ro, ac, am, RR, Pa e aP.
 (2) Rendimento de todos os trabalhos de pessoa do domicílio classificada nessa categoria de posição na ocupação.
 (3) inclui outros programas de transferências do governo.
Uma mudança no nível de desigualdade pode estar associada a dois efei-
tos: o efeito-composição e efeito-concentração (SOARES, 2006). Podemos 
dizer que, se a razão de concentração de uma parcela da renda é superiorao valor do índice de Gini, ou seja, se ela é regressiva, um crescimento da 
sua participação na renda total (ϕh) tende a aumentar a desigualdade. No 
caso contrário, quando a parcela é progressiva, espera-se que um aumento 
da sua participação (ϕh) reduza a desigualdade. Caso não haja uma mudança 
expressiva na participação dos componentes progressivos e regressivos na 
renda total, a desigualdade não deve variar significativamente nem para mais 
nem para menos, a não ser que haja uma mudança nas razões de concentra-
ção dos componentes da renda domiciliar, ou seja, o efeito-concentração. 
A Tabela 9 mostra indícios de que a redução da desigualdade de 
rendimentos no país estaria mais associada ao efeito-concentração que 
ao efeito-composição. A razão de concentração da renda de todos os 
30 • a recente queda da desigualdade de renda no Brasil
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
trabalhos é quase sempre um pouco menor do que a medida geral de 
desigualdade, com ambas apresentando tendência decrescente no pe-
ríodo analisado. Se analisarmos a razão de concentração da renda do 
trabalho por posição na ocupação, a dos empregadores apresenta, entre 
2001 e 2006, pequenas variações, ao passo que a dos empregados e dos 
trabalhadores por conta própria mostra quedas significativas de 0,5467 
para 0,5149, e de 0,5232 para 0,4857, respectivamente. Nota-se ainda a 
extraordinária redução no valor da razão de concentração da parcela 
dos “juros, Bolsa-família e outros” de 0,5394 para 0,1230.
Tabela 9. Razões de concentração (Ch) relativas ao índice de Gini 
da distribuição do rendimento domiciliar per capita. Brasil(1), 2001-2006.
Estatística 2001 2002 2003 2004 2005 2006
Renda de todos os trabalhos 0,5889 0,5834 0,5778 0,5668 0,5642 0,5631
 Empregados(2) 0,5467 0,5441 0,5347 0,5227 0,5218 0,5149
 Militar e func. público(2) 0,7387 0,7411 0,7331 0,7332 0,7355 0,7455
 Outros empregados(2) 0,4986 0,4950 0,4840 0,4690 0,4693 0,4524
 Trabalhador por conta própria(2) 0,5232 0,5012 0,5043 0,4995 0,4863 0,4857
 Empregador(2) 0,8599 0,8563 0,8596 0,8548 0,8527 0,8559
Aposent. e pensões oficiais 0,6011 0,5929 0,5938 0,5964 0,5850 0,5762
Outras aposent. e pensões 0,6260 0,5870 0,5698 0,5678 0,6142 0,5814
Doações de outros domic. 0,3951 0,4294 0,4035 0,4625 0,4135 0,4422
Renda de aluguéis 0,7971 0,8030 0,8009 0,7863 0,7886 0,7904
Juros, Bolsa-família e outros(3) 0,5394 0,5122 0,3387 0,1594 0,2384 0,1230
Total 0,5938 0,5872 0,5808 0,5687 0,5661 0,5593
Fonte: elaboração dos autores.
Notas: (1) exclusive as áreas rurais de Ro, ac, am, RR, Pa e aP.
 (2) Rendimento de todos os trabalhos de pessoa do domicílio classificada nessa categoria de posição na ocupação.
 (3) inclui outros programas de transferências de renda do governo.
Para analisar de forma mais precisa o peso do efeito-composição e 
do efeito-concentração na redução da desigualdade de renda no país de 
2001 a 2006, utilizaremos a metodologia empregada por Soares (2006) 
Rodolfo Hoffmann e maRlon Gomes ney • 31
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
e Hoffmann (2006c). No item 3, mostrou-se como o índice de Gini da 
distribuição da renda pode ser dividido em k componentes correspon-
dentes a k parcelas do rendimento domiciliar per capita. Considere-se, 
agora, que o mesmo tipo de decomposição do índice de Gini seja feito 
em dois anos distintos, neste caso específico nos anos de 2001 e 2006, 
indicados, respectivamente, pelos índices 1 e 2:
Então, a variação no índice de Gini entre esses dois anos é
Após algumas transformações algébricas (HOFFMANN, 2006c), 
obtemos
com ∆ϕh = ϕ2h - ϕ1h 
	 				 ∆Ch = C2h - C1h
e 
De acordo com a expressão (10), o aumento da participação de uma 
parcela (∆ϕ	>	0) contribui para aumentar ou diminuir o índice de Gini 
conforme a razão de concentração dessa parcela seja maior ou menor 
do que o índice de Gini, respectivamente.
(7)
(8)
(9)
(10)∆G = Σ	[(Ch*- Gh*)∆	ϕh + ϕh* ∆	Ch]
k
h=1
32 • a recente queda da desigualdade de renda no Brasil
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
Adotando a expressão (10) como a decomposição da mudança no 
índice de Gini, a contribuição total da h-ésima parcela do rendimento 
para essa mudança é
 hhhhh CGCG ∆+∆-=∆
*** )()( ϕϕ (11)
e a respectiva contribuição percentual é
Nas expressões (11) e (12) pode-se distinguir um efeito associado à 
mudança na composição do rendimento, que é denominado efeito-com-
posição, e um efeito associado à mudança nas razões de concentração, 
o chamado efeito-concentração (SOARES, 2006). O efeito-composição 
da h-ésima parcela é
 hh GC ϕ∆- )(
**
 (13)
ou, como percentagem da mudança no índice de Gini,
 
hhh GCG
s ϕϕ ∆-∆
= )(100 **
 
(14)
O efeito-composição total é
 
hh
k
h
GC ϕ∆-∑
=
)( **
1 
(15)
O efeito-concentração da h-ésima parcela é
 hh C∆
*ϕ (16)
ou, como porcentagem da mudança no índice de Gini,
O efeito-concentração total é
sh = [(Ch
*
 - G
*)∆ϕh + ϕh*∆	Ch]100∆G (12)
sCh = ϕh*∆	Ch
100
∆G (17)
Rodolfo Hoffmann e maRlon Gomes ney • 33
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
 
hh
k
h
C∆∑
=
*
1
ϕ
 
(18)
A Tabela 10 mostra a decomposição da variação de –0,0344 do 
índice de Gini de 2001 a 2006, distinguindo o efeito-composição e o 
efeito-concentração. Conforme se pode observar, o efeito das mudan-
ças nas razões de concentração dos diversos componentes da renda, 
o chamado de efeito-concentração, é responsável por mais de 90% da 
queda na desigualdade de renda medida pelo índice de Gini, enquanto 
o efeito-composição, representado pela mudança na participação de 
cada componente no rendimento total, responde por menos de 10% da 
mesma variação. 
Tabela 10. Decomposição da mudança no índice de Gini (∆G = -0,0344) da 
distribuição do rendimento domiciliar per capita no Brasil(1) entre 2001 e 2006. 
Parcela
Efeito-composição Efeito-concentração Total
 % de % de % de 
(sϕh ) (sCh) (sh)
Renda de todos os trabalhos - 0,03 57,60 57,57
 Empregados(2) 0,34 45,98 46,31
 Militar e func. Público(2) - 3,38 - 2,05 - 5,43
 Outros empregados(2) - 1,32 53,07 51,75
 Trabalhador por conta própria(2) - 5,17 16,61 11,44
 Empregador(2) - 1,55 1,37 - 0,18
Aposent. e pensões oficiais - 0,30 12,72 12,41
Outras aposent. E pensões - 0,07 1,91 1,84
Doações de outros domic. 0,16 - 0,94 - 0,78
Renda de aluguéis 1,26 0,36 1,62
Juros, Bolsa-família e outros(3) 8,82 18,52 27,34
Total 9,84 90,16 100,00
Fonte: elaboração dos autores.
Notas: (1) exclusive as áreas rurais de Ro, ac, am, RR, Pa e aP.
 (2) Rendimento de todos os trabalhos de pessoa do domicílio classificada nessa categoria de posição na ocupação.
 (3) inclui outros programas de transferências do governo.
A renda de todos os trabalhos é o componente que mais contribuiu 
para a redução do índice de Gini e seu efeito esteve exclusivamente 
associado ao aumento da progressividade na sua distribuição (57,6%). 
Nota-se que o efeito-composição da renda tanto dos “outros empregados” 
34 • a recente queda da desigualdade de renda no Brasil
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
quanto dos empregadores é muito pequeno, o que já era de se esperar 
porque sua participação na renda total declarada na PNAD apresentou 
um pequeno crescimento (ver Tabela 8). O efeito-concentração da renda 
dos empregados no setor privado, porém, responde por mais da metade 
da redução da desigualdade de renda no período. Isso explica, em gran-
de parte, por que a desigualdade de renda se reduziu substancialmente,mesmo com as participações das rendas de capital e do trabalho no SCN 
mantendo-se praticamente estáveis desde 2000, à parte um pequeno au-
mento da participação do “excedente operacional bruto” e uma ligeira 
queda da participação da “remuneração dos empregados”.. 
A segunda contribuição mais importante para a redução da desi-
gualdade de renda de 2001 a 2006 é dada pela expansão dos programas 
oficiais de auxílio. Nos dados do Censo Demográfico de 2000, ao contrá-
rio da PNAD, pode-se observar a baixíssima razão de concentração desse 
tipo de renda sem a influência dos juros (ver Tabela 6). O expressivo 
aumento da participação dos “juros, Bolsa-família e outros rendimentos” 
na renda se deu com extraordinário aumento na sua progressividade. O 
resultado é que, mesmo esse tipo de renda representando pouco mais 
de 2,0% da renda total, em 2006 ele responde por mais de ¼ da queda 
da desigualdade. É importante assinalar que tanto seu efeito-composição 
quanto seu efeito-concentração influem decisivamente na redução das 
disparidades de renda. 
Por fim, a contribuição das aposentadorias e pensões oficiais também 
foi importante e se deu inteiramente por causa do efeito-concentração. Sua 
razão de concentração da renda (Ch) passou de 0,601, em 2001, para 0,576, 
em 2006 (ver Tabela 9). A pequena expansão da participação dessa parcela 
da renda, de 17,1% para 18,0% do rendimento total, contribuiu para aumen-
tar um pouco a desigualdade, porque sua razão de concentração, durante 
todo o período analisado, é sempre maior do que o índice de Gini. 
6. conclusões
Embora a remuneração dos empregados, no SCN, compreenda tipos 
de rendimentos regressivos como salários de altos executivos e “retirada 
Rodolfo Hoffmann e maRlon Gomes ney • 35
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
de sócios e proprietários”, ela é constituída em grande parte pela renda 
da força de trabalho da população relativamente pobre. Mesmo com as 
limitações dos dados, é claro que o aumento da participação do exce-
dente operacional bruto e a queda da participação da remuneração dos 
empregados no PIB indicam um aumento da desigualdade. 
A nova versão do SCN tem mostrado uma participação praticamente 
estável da renda do capital e do trabalho no PIB desde 2000, com ligeira 
queda da parcela da remuneração dos empregados e pequeno aumento 
da parcela do rendimento operacional bruto. Nesse sentido, esperar-se-ia, 
analisando exclusivamente a composição do PIB à luz renda, uma estabi-
lidade ou ligeiro crescimento da desigualdade na distribuição da renda 
no país. Os dados da PNAD, porém, têm mostrado significativa queda 
da concentração da renda desde 2001. O índice de Gini da distribuição 
da RDPC caiu de 0,594, em 2001, para 0,559, em 2006. 
A mudança da distribuição da renda tanto pode estar associada ao 
efeito-composição quanto ao efeito-concentração. A redução da desigual-
dade de rendimentos, entre 2001 e 2006, em particular, esteve muito mais 
associada ao efeito-concentração, ou seja, à diminuição da razão de con-
centração da renda de diversos componentes do rendimento domiciliar, 
sobretudo das parcelas da renda de todos os trabalhos dos empregados, 
da renda de “juros, Bolsa-família e outros rendimentos” e dos ganhos de 
aposentadorias e pensões. O efeito das mudanças nas razões de concen-
tração dos diversos componentes da renda responde por mais de 90% 
da variação do índice de Gini, ao passo que o efeito-composição explica 
menos de 10% da variação do mesmo índice de 2001 a 2006. 
O SCN, analisado exclusivamente pela ótica da renda, permite 
observar a participação dos salários e dos ganhos de capital na renda 
total, mas não indica como cada componente da renda é distribuído 
entre a população relativamente pobre e rica. Como é muito pequeno o 
efeito-composição da renda de empregados e de capital na redução da 
desigualdade, não surpreende que a redução nas disparidades de renda 
tenha acontecido mesmo com ligeiras variações na participação de cada 
um dos dois tipos de rendimentos no PIB. 
36 • a recente queda da desigualdade de renda no Brasil
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
Notas
1 Essa mudança no ritmo de redução da desigualdade em 2005 já foi antecipada por 
Barros et al. (2006), utilizando dados da PME. Ver, também, Ipea (2006), especialmente 
a seção 3.4. Como outro trabalho que analisou a recente queda na desigualdade da 
distribuição da renda no Brasil, cabe mencionar Soares (2006).
2 Para colocar as rendas das PNADs de 2001, 2002, 2003, 2004, 2005 e 2006 em reais 
de agosto de 2007, é preciso multiplicá-las respectivamente por 1,534939, 1,396394, 
1,195250, 1,129320, 1,073413 e 1,044301. 
3 Essa porcentagem é aproximadamente a mesma desde 1997, embora tenha diminuí-
do a participação do “rendimento de todos os trabalhos” (que era 81,4% em 1997) e 
aumentado a participação de “aposentadorias e pensões” (que era 15,2% em 1997). 
Ver Hoffmann (2006c). 
4 No caso de um imposto, que é uma parcela negativa da renda final, a medida de 
progressividade é Ch - G. Então a definição geral dessa medida de progressividade é 
(sinal de ϕh )(G - Ch).
5 De acordo com o IBGE (2007b, p. 7), essa “atualização teve como principais inovações: 
a incorporação de resultados de pesquisas agropecuárias, como o Censo Agropecuário 
1995-1996, de pesquisas econômicas anuais nas áreas de Indústria, Construção Civil, 
Comércio e Serviços, e de pesquisas populacionais, como a Pesquisa de Orçamentos 
Familiares 2002-2003, entre outras investigadas pelo IBGE. Além das fontes internas, 
passaram a fazer parte do SCN as informações anuais de Instituições externas, como 
o Imposto de Renda da Pessoa Jurídica - IRPJ, obtidas junto à Secretaria da Receita 
Federal”.
6 Em publicação sobre a metodologia do SCN, está explícito que os juros “devem ser 
registrados pelo valor nominal”. Em seguida, assinala-se que isso pode provocar distor-
ções e explica-se o cálculo dos juros prime, obtidos deduzindo dos juros nominais “o 
componente inflacionário do capital efetivamente incluído nos contratos”. Ressalta-se 
que os juros prime são distintos dos juros reais, que seriam obtidos deduzindo dos 
juros nominais o componente necessário para manter intacto o poder de compra do 
capital (IBGE, 2004, p. 100-102). 
The recent reduction in income inequality in Brazil: 
analysis of national household surveys, census and 
national accounts data.
Abstract – Account taken of the classical concepts regarding the functional 
distribution of income, this article examines the main limitations of the data 
from Brazil’s national household sample surveys PNAD, demographic census 
and system of national accounts (SNA) when they are used to study the inequal-
ity that characterizes Brazilian income distribution. We analyze to what extent 
Rodolfo Hoffmann e maRlon Gomes ney • 3�
 econômica, Rio de janeiro, v. 10, n. 1, p. 7-39, junho 2008
such limitations can affect the diagnosis about how such inequality changed in 
the new century. Amongst the mentioned limitations, we draw attention to the 
fact that the sum under the heading “income from work” (“renda do trabalho”) 
in the household sample surveys includes not only earnings of the labor force 
of relatively poor people - a progressive (in the sense defined in the article) 
component of total income -, but also highly regressive incomes represented by 
the salaries of the highest echelons of managers and administrators, as well as 
profits and land rent. The recent reduction in inequality is real and confirmed 
by the data, and it can be explained by the lowering of the concentration ratio 
of various components of the total household income, in particular “income 
from work of employees” (or wages and salaries), income under the heading 
“interests and low income families’ stipend”, and pensions.Thus, by decompos-
ing the Gini index, it is shown that a reduction in inequality is compatible with a 
slight decline in the relative share of “remuneration of employees” and a small 
increase in the share of “gross operational surplus” (“excedente operacional 
bruto”) in GDP, as registered by the national accounts.
Key-words - inequality, income distribution, national accounts, Brazil.
JEL – D31, D33, I32, I38.
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