Moradia Subsidiada para Famílias de Baixa Renda no Brasil — Minha Casa Minha Vida

Reduzir o déficit habitacional e ampliar o acesso de famílias de baixa renda à moradia própria por meio de unidades habitacionais fortemente subsidiadas.

O Minha Casa Minha Vida (MCMV) foi lançado em 2009 no Brasil para reduzir o déficit habitacional e ampliar o acesso à moradia de famílias de baixa renda.

As evidências apresentadas nesta página referem-se à Faixa 1 do programa. Uma das avaliações analisa três loterias realizadas no Rio de Janeiro em 2011, com entrega das moradias em 2012, e um sorteio realizado em São José do Rio Preto em 2013, com mudança das famílias a partir de abril de 2014. Outra acompanha a expansão das unidades da Faixa 1 em 36 grandes áreas urbanas brasileiras entre 2011 e 2015.

O Segmento I do MCMV atendia famílias com renda de até três salários mínimos. O subsídio podia alcançar 90% do valor da moradia, com prestações mensais por até 120 meses. Os municípios cadastravam e selecionavam famílias elegíveis quando a demanda excedia a oferta; a Caixa Econômica Federal verificava os critérios e financiava as unidades, construídas por agentes privados.

No Rio de Janeiro, as famílias analisadas provinham do cadastro geral da Secretaria Municipal de Habitação e concorreram nas loterias 003, 006 e 009 de 2011. Após o sorteio e a verificação da elegibilidade, as moradias foram entregues em 2012 em empreendimentos da Zona Oeste, localizados aproximadamente 20 a 30 km do centro e com diferenças de acesso a transporte e infraestrutura entre os sorteios.

Em São José do Rio Preto, as famílias interessadas se inscreveram previamente e passaram pela verificação dos critérios antes do sorteio de 2013. As unidades avaliadas ficavam em dois conjuntos contíguos fora do centro, com cerca de 41 m² e acesso a saneamento, água potável e eletricidade; os beneficiários começaram a se mudar em abril de 2014.

Foram documentadas as seguintes evidências sobre a Faixa 1 do Minha Casa Minha Vida:

• a adesão às unidades sorteadas variou fortemente entre os contextos: foi de 16,8% no conjunto das três loterias do Rio de Janeiro — 30,6% na Loteria 003, 20,8% na 006 e 12,1% na 009 — e de cerca de 70% em São José do Rio Preto [1];
• entre as famílias cuja mudança para os empreendimentos foi induzida pelo sorteio, o programa reduziu a probabilidade de manter vínculo formal de trabalho em parte dos contextos analisados [1];
• na Loteria 006 do Rio de Janeiro, houve redução de 4,9 pontos percentuais O efeito de um programa em termos percentuais (%) é diferente do efeito do programa em pontos percentuais! Por exemplo, se uma variável binária teria média de 10% na ausência da iniciativa, um impacto de 5 pontos percentuais representa um aumento de 50% (=5/10)., ou 8,9%, na probabilidade de vínculo formal; em São José do Rio Preto, a redução foi de 3,3 pontos percentuais, ou 5,9% [1];
• na Loteria 003, a estimativa apontou redução de 4 pontos percentuais, ou 7,4%, mas a evidência foi apenas sugestiva; na Loteria 009, não foram encontradas evidências de efeitos sobre o vínculo formal [1];
• não foram encontradas evidências robustas de efeitos sobre os salários entre os indivíduos que permaneceram formalmente empregados [1];
• a participação no Bolsa Família aumentou em três dos quatro contextos analisados: 7 pontos percentuais na Loteria 003, 3,7 pontos percentuais na Loteria 006 e 4 pontos percentuais em São José do Rio Preto; na Loteria 009, não foram encontradas evidências de efeito [1];
• no Rio de Janeiro, parte do aumento da participação no Bolsa Família pode refletir a exigência de inscrição no Cadastro Único; em São José do Rio Preto, onde praticamente toda a amostra já estava cadastrada antes do sorteio, o aumento permaneceu [1];
• em escala urbana, não foram encontradas evidências robustas de que a expansão das unidades da Faixa 1 tenha reduzido o déficit habitacional quantitativo entre 2011 e 2015 [2];
• na especificação instrumental preferida, o coeficiente estimado foi de -0,0024 e apenas marginalmente estatisticamente significante Chamam-se de estatisticamente significantes as estimativas de impacto que são distinguíveis de 0, após incorporadas à análise as incertezas associadas à generalização para outras amostras de indivíduos.; mesmo adotando o nível de 10%, dobrar o número de unidades da Faixa 1 implicaria redução estimada de apenas cerca de 0,17 ponto percentual na proporção da população em déficit habitacional [2];
• também não foram encontradas evidências robustas de redução das diferentes dimensões do déficit habitacional qualitativo, incluindo inadequação fundiária, adensamento excessivo, cobertura inadequada, ausência de banheiro exclusivo e carência de infraestrutura urbana [2];
• a expansão das unidades da Faixa 1 esteve associada a uma redistribuição dos deslocamentos casa-trabalho para trajetos mais longos: houve associação negativa com deslocamentos entre 30 e 60 minutos e positiva com deslocamentos entre 60 e 120 minutos [2];
• os próprios autores tratam esse resultado sobre deslocamento como associativo, e não como efeito causal bem identificado, porque o instrumento pode não eliminar fatores não observados, como diferenças na qualidade do transporte público [2].

Em síntese, as avaliações mostram que os efeitos da Faixa 1 do Minha Casa Minha Vida vão além da entrega da moradia. Nas loterias analisadas, a mudança para os empreendimentos reduziu a permanência no emprego formal em alguns contextos e aumentou a participação no Bolsa Família. Em escala urbana, a expansão do programa não produziu redução robusta do déficit habitacional quantitativo ou das principais dimensões de inadequação das moradias entre 2011 e 2015. Há ainda evidência de associação com deslocamentos casa-trabalho mais longos. Em conjunto, os resultados sugerem que a localização dos empreendimentos e sua integração com oportunidades urbanas são dimensões relevantes para o desenho da política, além da quantidade de unidades entregues.