Baixe Demografia e Crescimento Econômico: Fecundidade e Transferência de Renda no Brasil e outras Esquemas em PDF para Crescimento, somente na Docsity!
Questões emergentes na análise demográfica:
o caso brasileiro *
- (^) O autor gostaria de creditar o apoio recebido como bolsista de produtividade do CNPq, Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico. Agradeço também o apoio das pesquisadoras Juliana Ruas Riani e Vânia Cristina Liberato. ** (^) Professor titular do Departamento de Demografia e do Cedeplar, UFMG.
Introdução
O objetivo deste artigo é levantar questões emergentes para a análise demográfica, considerando tanto seu interesse analítico quanto suas implicações de políticas públicas para o caso brasileiro. Dois alertas devem ser imediatamente explicitados. Em primeiro lugar, a escolha das questões emergentes reflete as preferências temáticas, assim como a formação do autor. Portanto, por maior que seja a abrangência pretendida neste ensaio, as abordagens serão sempre condicionadas às possibilidades do autor. Em segundo
lugar, o tratamento das questões obedece a um certo nível de superficialidade, uma vez que há um limite de espaço e vários dos temas contemplados são independentes. A primeira parte deste ensaio faz uma breve menção sobre a dinâmica demo- gráfica brasileira recente, no que tange aos seus componentes, enfatizando as princi- pais incertezas futuras em cenários de projeções, e às implicações para a estrutura etária da população futura. A dinâmica demográfica futura, principalmente no que diz respeito à estrutura etária, introduz o debate das implicações no nível macro. A segunda parte trata deste nível macro, em
Eduardo Luiz Gonçalvez Rios-Neto**
Este artigo levanta questões emergentes para a análise demográfica brasileira. O trabalho começa com uma análise dos três componentes da dinâmica demográfica, enfatizando a questão sobre o declínio da fecundidade e a possibilidade de a mesma atingir níveis abaixo da reposição. As tendências futuras de emigração internacional também são discutidas. Passando para as conseqüências demográficas desta dinâmica, o texto aborda, ainda, a demografia dos efeitos de composição, ressaltando as conseqüências demográficas do diferencial de fecundidade por educação materna e mostrando que a dinâmica de melhoria educacional das mães mais que compensa este diferencial. O dividendo demográfico é discutido tanto conceitualmente quanto empiricamente, ficando indicada uma agenda para estudos futuros. Finalmente, uma discussão mais conceitual sobre transferências intergeracionais tenta colocar o debate na perspectiva do gasto público brasileiro, enfatizando trabalhos relevantes que começam a ser desenvolvidos.
Palavras-chave: Fecundidade abaixo da reposição. Dividendo demográfico. Transferências intergeracionais. Educação. Seguridade social.
que três temas serão abordados: a de- mografia dos efeitos de composição; o dividendo demográfico e seu debate; e as transferências intergeracionais. A terceira parte, à guisa de conclusão, menciona a relação dos temas anteriormente discutidos com tópicos igualmente relevantes, mas que ficaram fora da discussão por falta de espaço, constituindo-se, também, em agen- da para estudos futuros.
A dinâmica demográfica brasileira e a estrutura etária
A dinâmica demográfica brasileira será brevemente revisada aqui, a partir da aná- lise da fecundidade, da mortalidade e da migração – mais especificamente, da mi- gração internacional. A discussão acerca destes componentes estará mais focada nos desafios futuros do que numa descrição detalhada das tendências e seus deter- minantes, amplamente conhecidos pelos demógrafos brasileiros.
Fecundidade
O componente demográfico mais importante, em termos das implicações futuras imediatas na estrutura etária da população brasileira, é, sem dúvida, a fecundidade, considerada tanto em termos da sua trajetória passada quanto da sua tendência nas próximas décadas. A fecundidade passada causa impacto nas flutuações da estrutura etária, associando- se à chamada inércia populacional, enquanto a fecundidade futura determina as mudanças mais imediatas na base da pirâmide, ou seja, na participação dos grupos etários mais jovens. O Brasil chegou ao final do século XX tendo praticamente completado a chamada transição da fecundidade. A Taxa de Fecundidade Total (TFT), definida como o número total de filhos que uma mulher teria ao final do período reprodutivo, passou de 6,3 filhos por mulher, em 1960, para 2,9 em 1991 e diminuiu para 2,3 em 2000. Os re- sultados da PNAD de 2003 apontam uma taxa de fecundidade total de 2,1 filhos por mulher, o que representa o chamado nível
de reposição. Isto quer dizer que, se esta taxa perdurar por um período de cerca de 25 anos, o crescimento populacional brasileiro convergirá para zero. O ponto mais relevante é que não há evidências claras de que a taxa de fecundidade total brasileira pararia em 2,1 filhos por mulher, fazendo com que se espere um padrão de fecundidade brasileira abaixo do nível de reposição nas primeiras décadas do século XXI, um resultado que poderá seguir aquele encontrado em países europeus, princi- palmente Espanha, Portugal, Itália e Grécia. Foge aos propósitos deste artigo discutir as causas deste rápido declínio da fecun- didade, cabendo abordar as possibilidades de estabilização ou não da fecundidade no nível de reposição. Dois pontos característicos da fe- cundidade brasileira corrente merecem destaque e foram discutidos por Berquó e Cavenaghi (2004): o rejuvenescimento da fecundidade brasileira; e os segmentos de pobreza com alta fecundidade. O primeiro ponto será discutido aqui e o segundo ao final deste item. O rejuvenescimento da fecundidade brasileira é mostrado pelo fato de as taxas específicas de fecundidade de todos os grupos etários terem diminuído entre 1980 e 2000, exceto no grupo de mulheres de 15 a 19 anos. Além disso, a redução é mais pronunciada entre a mulheres de 25 a 44 anos. Já o grupo de 15 a 19 anos repre- sentava 9,2% da taxa de fecundidade total, em 1980, passando para 13,9%, em 1991, e para 19,9%, em 2000. Isto quer dizer que cerca 20% da fecundidade total de 2000 é gerada por mães adolescentes, unidas ou não. Uma grave conseqüência desta si- tuação é que, mantendo-se tudo o mais constante, uma política de informação e provisão de serviços de planejamento familiar que possa favorecer a postergação da maternidade e da união, perfeitamente compatível com políticas universais de combate à pobreza e com os cânones de políticas de saúde reprodutiva da mulher, tem grandes chances de favorecer um maior declínio da taxa de fecundidade. O corolário seria uma queda desta taxa em
que a aplicação do algoritmo de Kohler- Ortega, que corrige o efeito tempo através da incorporação de um componente de variância na curva de fecundidade, esteja reduzindo o efeito tempo (em termos abso- lutos) e aumentando o efeito parturição. De qualquer forma, este primeiro exercício mostra que o índice puro de fecundidade (quantum) já estava abaixo dos níveis de reposição em 1987, quando encontrava-se em 2 filhos por mulher, tendo diminuído para 1,7 em 2000. Estes resultados devem ser considerados com reserva, uma vez que serão replicados com melhores recons- truções das histórias de nascimentos e variações nos algoritmos de cálculo dos efeitos tempo, parturição e do índice puro de fecundidade. Um corte destes efeitos para grupos de mulheres, divididos em três níveis de escolaridade (0 a 3 anos de estudo, 4 a 8 e 9 ou mais), indica, para 2000, um índice puro de fecundidade praticamente igual – em torno de 2 filhos – para os dois primeiros grupos, caindo para 1,4 naquele composto por mulheres com 9 ou mais anos de estudo. Isto quer dizer que o diferencial de TFT observado entre os três grupos (3,3; 2,6 e 1,6, respectivamente) deve-se con- juntamente aos efeitos tempo negativo e parturição positivo. Estas distorções entre a TFT e o índice puro são bem menores no caso das mulheres mais escolarizadas. Tal fato reflete, provavelmente, diferenças quanto ao momento em que o declínio no quantum e a mudança na estrutura ocor- reram no tempo. Estes resultados, associados ao índice puro de fecundidade, parecem ser consis- tentes com a taxa de fecundidade total desejada. Os dois conceitos, embora sejam calculados em bases totalmente distintas, parecem captar um efeito similar, ou seja, o quantum da fecundidade. De fato, com base na pesquisa DHS-Bemfam de 1996, Wong (1998) calculou a taxa de fecundidade total, a desejada e a indesejada, para o Brasil: 2,42, 1,64 e 0,79, respectivamente. Miranda- Ribeiro (2004) calculou as duas primeiras
taxas para Belo Horizonte e Recife, baseando-se no survey SRSR,^2 realizado em 2002. A TFT girava em torno de 1,8 filho nas duas capitais, sendo que a TFT desejada era de 1,44 em Belo Horizonte e 1,36 em Recife. Controlando-se pela escolaridade da mãe, a TFT desejada só ficou acima do nível de reposição entre as mulheres com 0 a 4 anos de estudo em Belo Horizonte (2,23 filhos). Em todos os outros casos, ela estava bem abaixo do nível de reposição. Voltando aos resultados de Silva, Miranda-Ribeiro e Rios-Neto (2005), veri- fica-se uma menor diferença nas idades médias à parturição das mulheres com baixa e média escolaridade, diferença que se acentua para o caso das mulheres com alta escolaridade (9 anos ou mais de estu- do). Se estes resultados forem confirmados com histórias de nascimento mais bem corrigidas, isto indicaria uma diferença de pouco mais de cinco anos entre o grupo de mulheres com menor escolaridade (0 a 3 anos de estudo) e aquele com maior es- colaridade. No caso da confirmação dos diferenciais acima, uma transição para o efeito tempo positivo fatalmente ocorrerá quando houver um substancial aumento na prevalência de mulheres com maior escolaridade na população. Este seria um momento de transição para os moldes europeus da fecundidade abaixo do nível de reposição, fato que, no presente momen- to, é apenas uma possibilidade. Os dados apresentados por Berquó e Cavenaghi (2004) também são ilustrativos da alta fecundidade nos segmentos de ex- trema carência. As mulheres sem instrução e aquelas com 1 a 3 anos de estudo apresentam fecundidade total de 4,1 filhos e 3,6 filhos, respectivamente, enquanto as mulheres com 9 anos de estudo ou mais registram TFT abaixo do nível de reposição. Resultado similar é obtido quando se considera o rendimento domiciliar per capita. As mulheres residentes em domicílios com rendimento per capita abaixo de um quarto do salário mínimo apresentam taxa
(^2) SRSR – Saúde Reprodutiva, Sexualidade e Raça.
de fecundidade total de 4,6 filhos, enquanto aquelas em domicílios com renda per capita acima de um salário mínimo já estão com a TFT abaixo do nível de reposição. Em suma, a despeito da baixa fecun- didade total em 2000, os segmentos de extrema pobreza e carência educacional ainda mostram altos níveis de fecundidade. Por causa disso, grande parte da opinião pública ainda considera que a alta fecun- didade corrente, fruto da carência de opções efetivas de controle da fecundidade, é a causa fundamental da pobreza e da vio- lência urbana. Este tipo de visão confunde correlação com causalidade. Não há dúvidas de que a presença excessiva de crianças num domicílio reduz sua renda per capita, mas os dois fenômenos são gerados pelo mesmo processo, sendo difícil inferir uma relação de causa e efeito. A provisão de políticas atenuantes à pobreza, através de programas de transferência de renda, como o Bolsa Família, deve causar impactos neste segmento. Idealmente, estes programas deveriam ser acompanhados pela oferta de informações e serviços contraceptivos, no contexto da atenção à saúde reprodutiva das mulheres. Ao mesmo tempo em que este componente de planejamento familiar, no espírito de Cairo, é altamente desejável, fatalmente o corolário desta política integrada é o aumento cada vez maior do declínio da fecundidade para níveis abaixo do de reposição. É claro que o efeito da transferência direta de renda pode também gerar um in- centivo adverso, indutor do aumento na fecundidade – possibilidade teórica que não pode ser descartada, mas que é pouco plau- sível, caso haja um aumento na escola- ridade dos filhos destas famílias pobres, além da provisão dos serviços de planeja- mento familiar. A agenda para os estudos sobre fecun- didade consiste em saber quão rápido, e até que nível, a fecundidade cairá abaixo do nível de reposição. No contexto deste debate, cabe discutir as chances de o país passar por uma segunda transição demo- gráfica, com elevação na idade da primeira união e do primeiro filho. Cabe também
discutir o ritmo de queda na fecundidade dos segmentos mais pobres e menos esco- larizados, inclusive avaliando o impacto dos programas de transferência de renda.
Mortalidade
A população brasileira experimentou uma queda na mortalidade antes da re- dução na fecundidade, conforme indica o aumento da esperança de vida ao nascer, que passou de 43,6 anos, na década de 40, para 53,7, na de 60. A mortalidade continuou sua tendência de declínio nos anos 70, com a esperança de vida passando para 59,9 anos – um ganho de 6,2 anos apenas nesta década. Em 1980, a esperança de vida ao nascer chegou a 62, anos (Carvalho, 1988). Estimativas do Atlas Racial Brasileiro (2004) apontam para uma esperança de vida equivalente a 64,7 anos em 1990 e a 68,6 anos em 2000. De acordo com estudo do IBGE (Tábua de Vida 2001), o diferencial de esperança de vida por sexo vem aumentando, em parte devido ao peso das mortes por causas externas. A esperança de vida das mu- lheres, em 1980, era de 66 anos, contra 59, anos dos homens, ou seja, 6,4 anos a mais para as mulheres. Em 2001, a esperança de vida feminina já era 7,8 anos superior à dos homens – 72,9 anos e 65,1 anos, respectivamente. A sobremortalidade masculina nas idades jovens e adultas, principalmente na faixa de 20 a 29 anos, é um dos fatores principais para o aumento da diferença na esperança de vida por sexo. Isto se deve, principalmente, ao impacto das mortes por causas externas (homicídios, acidentes de trânsito, suicídios, quedas acidentais, afogamentos, etc.). O efeito diferenciado das causas externas por sexo indica que sua retirada acarretaria um aumento de 2, anos na esperança de vida masculina e de apenas meio ano na feminina. O diferencial de mortalidade masculina é uma questão de gênero pouco enfatizada pela literatura como tal. Não se trata de subestimar os demais diferenciais por gênero, mas sim de destacar este fato na perspectiva de gênero, e não apenas como
envelhecimento, área totalmente inter- disciplinar e que tem a demografia como um de seus pilares. Será cada vez maior a interface entre a demografia, a economia do seguro, a economia da saúde e a área da saúde. Vários temas são emergentes a partir desta ênfase no envelhecimento: os arranjos familiares para o cuidado do idoso; a organização do cuidado médico; os limites da sobrevivência e da longevidade; os marcadores biológicos na pesquisa social; a epidemiologia do envelhecimento; o desenvolvimento da gerontologia; etc.
Migração^3
A questão da migração internacional é bastante complexa, englobando uma série de dimensões extremamente relevantes. Esta questão envolve fator regional interna- cional, regulação governamental, emigra- ção, imigração e sistema de informações.^4 Em que pese a importância histórica dos fluxos imigratórios para o Brasil, a presente análise estará voltada para a questão da emigração de brasileiros para o exterior e seus desdobramentos, inclu- sive a possibilidade de retorno. Esta ênfase decorre não só de sua importância nos últimos 30 anos do século XX, mas também por suas implicações econômicas corren- tes – por exemplo, por causa das remessas financeiras do exterior para o Brasil e por possíveis implicações futuras, num cenário em que pode ocorrer relativa perda de quadros qualificados de jovens brasileiros nas próximas décadas (brain drain). A estimativa dos fluxos migratórios para e do Brasil é muito complexa devido a limitações de dados. Carvalho (1996) estimou o fluxo migratório líquido das pessoas com mais de dez anos de idade, mostrando que este era negativo – em torno de 1,8 milhão – nos anos 80. Infeliz- mente, o autor afirma que problemas de cobertura entre os censos demográficos de 1991 e 2000 impedem uma estimativa
(^3) A migração interna possui sua importância própria, mas conforma mais ao debate sobre a distribuição espacial da população brasileira, que, por estratégia deste trabalho, será um tema omitido da análise. (^4) O livro da Comissão Nacional de População e Desenvolvimento (CNPD), denominado Migrações internacionais – contribuições para políticas, de agosto de 2001, demonstra toda esta complexidade.
acurada mais recente deste fluxo mi- gratório líquido (Carvalho, 2004). Azevedo (2004) utiliza dados dos consulados brasileiros no exterior para sugerir que o número de brasileiros vivendo no exterior teria passado de 1,5 milhão, em 1997, para cerca de 2 milhões, em 2002. A Tabela 1 foi gerada no âmbito da CNPD, para fins informativos em seminários internacionais. Com todos os problemas de qualidade dos dados, que podem levar a uma subnu- meração dos brasileiros vivendo no exterior, os mesmos mostram maior prevalência de brasileiros residindo nos Estados Unidos, no Paraguai e no Japão. Os emigrantes para a Europa ainda não são tão significativos, embora haja informações de que o fluxo dirigidos para Portugal, Espanha e Inglaterra tem au- mentado muito. As limitações destes dados não in- validam a conclusão de que a emigração de brasileiros para o exterior está se tornando um fenômeno cada vez mais importante, ainda que numericamente limi- tado no que se refere ao peso proporcional na população brasileira total. A discussão acerca dos números de brasileiros no exterior e do saldo migratório líquido é importante e deve ser perseguida. O tema das remessas financeiras dos brasileiros residentes no exterior é emer- gente, atraindo interesses do sistema financeiro internacional. Na ocasião do Encontro de Governadores do BID (Banco Inter-Americano de Desenvolvimento), ocorrido em Okinawa, Japão, em 2005, o presidente do BID, Enrique Iglésias, afirmou que o tema das remessas decorrentes dos fluxos migratórios internacionais era a “Bela Adormecida” do mercado financeiro internacional. Um estudo do BID, realizado pela empresa de pesquisa Bendixen & Associates, estima que os brasileiros residentes no Brasil recebem, anualmente, cerca de 5,4 bilhões de dólares em remessas de brasileiros residentes no
exterior. O destinatário recebe cerca de dez remessas por ano, com um valor médio de 428 dólares. Cerca de metade das remes- sas é originária dos EUA, enquanto o conjunto dos países europeus e o Japão são os dois outros grupos mais importantes. Os brasileiros residentes no Japão (dekaseguis) não só enviam remessas financeiras, mas também retornam com uma substancial poupança para investi- mento no Brasil, conforme indica a literatura. Martes (2005) estima, a partir de uma amostra de 235 entrevistados, uma média de 6.535 dólares enviados por entrevis- tado/ano, com uma periodicidade média de 10,1 remessas por ano e um valor médio de 646,10 dólares por remessa. Os dados do FMI (Fundo Monetário Internacional), apresentados por Lozano-Ascencio (2005), mostram uma relativa flutuação nas remes-
TABELA 1 Brasileiros emigrantes, segundo local de residência atual Postos Consulares – 2001
Fonte: Ministério das Relações Exteriores, 2002.
sas computadas pelo sistema oficial, entre 1995 e 2003. De qualquer forma, o valor das remessas para o Brasil, em 2003, é de cerca de 2 bilhões de dólares, colocando o país em sexto lugar, na América Latina, no que se refere a esses recebimentos. Tais números são relevantes ao se considerar que as remessas variaram entre 3% e 6% da pauta de exportações brasileiras e, principalmente, levando-se em conta a pequena proporção da população brasi- leira que reside no exterior. A temática das remessas e a análise de seus efeitos para as comunidades locais
- por exemplo, a cidade de Governador Valadares –, além das suas implicações ma- croeconômicas, devem continuar sendo agenda importante de pesquisa. Igualmente relevante é a mensuração destas remessas, distinguindo-se o montante que vem
de 1980, assumindo que a cobertura do Censo Demográfico de 2000 é a ideal. O documento argumenta que a base em 1980 permite uma projeção ligeiramente superior à população do censo de 1991 e à contagem de 1996, mas uma proje- ção bastante mais próxima da população total e por idade do censo de 2000. Sem entrar em maiores detalhes sobre as estimativas de mortalidade da projeção populacional, cumpre destacar que a tábua de mortalidade utilizada para 2000 pressupõe uma esperança de vida ao nascer de 70,4 anos para ambos os sexos, um pouco acima dos 68,6 anos apresen- tados pela estimativa PNUD/Cedeplar mostrada anteriormente. De qualquer forma, diferenças na esperança de vida e na tábua de mortalidade devem afetar a estrutura etária da população projetada em menor proporção do que diferenças nas projeções da taxa de fecundidade total. Uma questão cada vez mais importante nos próximos anos será a confiabilidade nas estimativas de mortalidade, principalmente no que tange às estimativas de mortalidade adulta. Mais importante do que o papel destas estimativas nas projeções popula- cionais é o seu papel nos cálculos atuariais dos fundos de pensão e dos seguros, tanto para o setor público quanto o privado. Fontes de dados e metodologias alterna- tivas devem ser cada vez mais incentivadas. A projeção da taxa de fecundidade total é bastante conservadora, quando se tem conta que a estimativa da mesma em 2000 era de 2,4 filhos por mulher, com base no censo demográfico, sendo que esta taxa chega a 2,1 filhos por mulher (nível de reposição) na PNAD de 2003. A projeção de fecundidade utilizada pelo IBGE assume que o nível de reposição só será alcançado entre 2015 e 2020. A reflexão acerca da fecundidade futura, realizada anteriormen- te, mostra claramente que a fecundidade bem abaixo do nível de reposição não está fora de questão. Uma estimativa mais alta da fecundidade tem implicações tanto na estrutura etária quanto no tamanho da população total no século XXI. A despeito das questões anteriormente mencionadas, conclama-se a necessidade do desenho de
projeções com cenários alternativos para o comportamento da taxa de fecundidade total, entre 2005 e 2030, mas opta-se por utilizar estas projeções oficiais disponíveis apenas para realçar as tendências básicas de mudanças na estrutura etária. Um outro pressuposto delicado na referida revisão de projeção é o de população fechada. O saldo migratório líquido negativo, indicado pela literatura específica, dificilmente cairia a zero nos anos 90. O pressuposto de um saldo migratório nulo ou de uma população fechada pode se justificar na argumentação de ajustes da projeção ad hoc para a estrutura etária entre os períodos censitá- rios, mas provavelmente reflete problemas na qualidade das estimativas de mortali- dade adulta (eventualmente subestimadas). O ajuste, sem o devido realismo dos compo- nentes, pode gerar conseqüências nas estimativas da população total futura. O Gráfico 1 mostra a descrição clássica da razão de dependência total (jovens mais idosos), jovens (0-14/15-64) e idosos (65 e mais/15-64) entre 1980 e 2050. A razão de dependência de jovens refere-se, mais apropriadamente, à participação do segmento infantil na população ativa, que declina durante quase todo o período descrito, mas com maior queda precisa- mente nos anos 90. O crescimento mais acentuado da razão de dependência dos idosos se dará a partir de 2010. A razão de dependência total apresenta maior queda entre 1980 e 2000 e menor declínio até 2025, ponto a partir do qual esta razão começa a aumentar, como resultado do peso da razão de dependência dos idosos. Esta descrição clássica da projeção da razão de dependência já foi por demais descrita pela literatura que trata das implicações da dinâmica demográfica sobre a estrutura etária. Um refinamento da participação de segmentos da população em idade ativa sobre a população total pode ser esclarecedor. A Tabela 2 mostra o aumento da participação da PIA sobre a população total, entre 1980 e 2025. O crescimento é substancial entre 1980 e 2000, sendo bem menor até 2025. O chamado segmento
GRÁFICO 1 Projeção da razão de dependência Brasil – 1980-
jovem da PIA, definido pela população de 15 a 24 anos, apresenta ligeiro declínio da participação na população total entre 1980 e 2000, diminuindo mais intensamente até 2015 e de forma mais leve até 2050. O segmento adulto da PIA, que compreende o grupo etário de 25 a 44 anos, é composto pelas pessoas que auferem os ganhos de
experiência nos seus rendimentos, além de passarem pela fase do ciclo de vida associada à constituição da família e criação dos filhos. Este segmento cresce entre 1980 e 2000, aumentando ligeiramente sua participação na população total até 2010 e declinando um pouco a partir deste período. O segmento que mais cresce entre 2000 e
TABELA 2 Projeção da participação da PIA na população total, por faixa etária Brasil – 1980-
Fonte: Oliveira, Albuquerque e Lins (outubro de 2004); IBGE. Projeção da População do Brasil por Sexo e Idade para o Período 1980-2050 – Revisão 2004.
Fonte: Oliveira, Albuquerque e Lins (outubro de 2004); IBGE. Projeção da População do Brasil por Sexo e Idade para o Período 1980-2050 – Revisão 2004.
Um tópico bastante importante para investigação será relacionar este aque- cimento no mercado de casamento com a idade mediana de formação da união, a qual tem se mantido praticamente constante ao longo das gerações de mulheres brasileiras – em torno de 21 anos. Estudo feito para Belo Horizonte, comparando duas coortes de mulheres – 20 a 29 anos e 50 a 59 anos –, sugere que não há diferenças na idade por ocasião da primeira união das mulheres das duas gerações. Ao longo dos 20 a 30 anos que separam estas coortes, a idade mediana na primeira união, naquela capital, permaneceu em torno de 23 anos (Simão et al., no prelo). O debate sobre a eventual operação de um efeito tempo positivo na fecundidade brasileira, causando queda ainda maior abaixo do nível de reposição, trata da possibilidade de emergência do chamado padrão europeu, marcado pelo aumento da idade de casamento ou de primeira união, além do adiamento do nascimento do primeiro filho. Se a razão de sexo aquecer o mercado de casamento nos próximos anos, então as chances de a idade na pri- meira união aumentar são reduzidas. É pos- sível que até mulheres com mais de 30 anos de idade, ainda solteiras, sejam atraídas para o mercado de casamento com homens mais jovens, em decorrência do “marriage squeeze”^5 previsto pela razão de sexo. Uma possibilidade de se observar a operação do efeito tempo decorreria da eventualidade de um adiamento do nasci- mento do primeiro filho, mesmo que dentro de uma união já formada. Esta possibilidade não é plausível até o presente, uma vez que a concentração da fecundidade se dá nas idades mais jovens, entre 15 e 24 anos, precedida ou não pela primeira união. Um tema da maior relevância para o futuro imediato será cotejar a relação entre a tendência de adiamento do casa- mento e do primeiro filho, como decor- rência do prolongamento do período devotado à freqüência escolar, visando o aumento da escolaridade, e a
tendência de casamento imediato, como resultado do aquecimento no mercado de casamentos.
Implicações da dinâmica demográfica no nível macro
Nesta segunda parte, faz-se a ligação entre a dinâmica demográfica recente e suas perspectivas, neste início de século, com três conjuntos de questões: a demografia dos efeitos de composição; o dividendo demográfico; e as transferências intergeracionais.
A demografia dos efeitos de composição
Os efeitos de composição podem ser afetados pela dinâmica demográfica, com implicações claras para as políticas públi- cas. Os níveis de fecundidade discutidos anteriormente mostram altos diferenciais por escolaridade materna e renda per capita domiciliar. Não há dúvidas de que a alta fecundidade observada nas famílias com mães menos escolarizadas e com renda per capita domiciliar baixa afeta o bem-estar destas famílias. Não há nada de “neomal- thusiano” nesta constatação. Existe, sim- plesmente, a diluição dos parcos recursos disponíveis para estas famílias numerosas. Se, por um lado, o declínio generali- zado da fecundidade no Brasil, apresentado anteriormente, implica um maior grau de flexibilidade das famílias para se adaptarem às pressões de recursos, por outro, o diferencial de fecundidade observado indi- ca segmentos de famílias menos dotadas (em educação e/ou renda), provavelmente enfrentando dificuldades de ajustes às pressões por recursos. É possível imaginar uma crescente participação relativa dos nascimentos de filhos de mães menos escolarizadas e de famílias mais pobres no total de nascimentos. Isto significa que as coortes de nascimento, ao serem obser- vadas num futuro de 15 a 20 anos, poderiam apresentar maior participação de jovens oriundos de famílias menos dotadas em
(^5) Termo geralmente utilizado para definir uma escassez relativa de mulheres no mercado de casamento.
escolaridade e renda domiciliar per capita. Se isto ocorresse, teríamos, claramente, um problema social marcado pelo aumento da carência de background das coortes futuras brasileiras. Este tipo de cenário demandaria políticas sociais ativas para compensar a deficiência de background familiar. Há um problema de raciocínio na extrapolação acima. O diferencial de taxas de fecundidade por atributos de escola- ridade materna e renda domiciliar per capita seria determinante da composição social de uma coorte no período futuro, mas isto só ocorreria se a composição das mães por escolaridade e renda ficasse inalterada. Uma análise da coorte de 0 a 4 anos em diferentes períodos (captada por pesquisa domiciliar) refletirá, grosso modo, os nascimentos no período de análise. A composição social desta coorte de 0 a 4 anos, nos vários períodos, representa a interação entre o diferencial de fecundidade por atributos e o número de mães por escolaridade ou renda familiar per capita. Além disso, na ausência de mobilidade, essa coorte representará a composição de jovens de 15 a 19 anos de idade, 15 anos mais tarde. Em outras palavras, a análise das crianças de 0 a 4 anos por background familiar simula a população de jovens de 15 a 19 anos, 15 anos depois, controlada pelo background familiar quando no momento do nascimento, o qual, por suposição, permanece constante.
Os dados do Gráfico 3 indicam que a persistência do diferencial de fecundidade por escolaridade materna, discutida ante- riormente, não causou concentração de nascimentos originados por mães de baixa escolaridade, pois houve um efeito de com- posição compensador. A porcentagem de crianças de 0 a 4 anos de idade, geradas por mães que tinham de 0 a 3 anos de estudo completos, representava cerca de 48% do total de nascimentos em 1983. Em 2003, após uma queda monotônica, a participação chega a cerca de 21%. Os dados do Gráfico 4 confirmam que este resultado decorre de um efeito de composição, marcado tanto pelo notável declínio no número de mães com baixa escolaridade (0 a 3 anos de estudo) quanto pelo aumento no número de mães com mais alta escolaridade (9 anos ou mais de estudo). Este resultado sugere que a dinâ- mica demográfica recente favorecerá a melhoria no desempenho escolar dos jovens de 15 a 19 anos, no futuro. Enquanto 47,9% das crianças de 0 a 4 anos, em 1983, eram filhos de mães com baixa escolari- dade, representando as condições dos jovens de 15 a 19 anos em 1998, esta por- centagem passa para 34,3% dos jovens de 15 a 19 anos, em 2008, e para 21% em
- Aceitando-se a proposição de que filhos de mãe com escolaridade mais alta têm um melhor desempenho escolar, estes dados mostram que, do ponto de vista do
GRÁFICO 3 Distribuição das crianças de 0 a 4 anos, segundo anos de estudo da mãe Brasil – 1983-
Fonte: IBGE. Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios - PNAD (tabulação do autor a partir dos microdados).
nascidos de mães com maior escolaridade e a relativa estabilidade da proporção de filhos nascidos por estratos de renda familiar per capita coloca um claro efeito na estrutura de composição, que pode afetar o pla- nejamento de políticas futuras para os jovens, principalmente no foco de políticas educacionais. Claramente, as famílias de renda mais baixa possuem restrições de crédito para investir na educação de seus filhos. A melhoria na escolaridade das mães desloca para cima a demanda por educação nestes segmentos, mas a menor mobilidade de renda familiar no tempo mantém as res- trições de crédito. As famílias mais pobres possuem restrições de crédito, que levam a um subinvestimento em capital humano. Vários estudos de nível micro demons- tram que a renda familiar per capita é importante determinante da escolaridade média dos filhos. Sendo assim, a mobili- dade educacional da mãe e a relativa estagnação da renda familiar per capita confirmam a necessidade de se continuar com políticas de transferência de renda, condicionadas ao desempenho escolar. Programas nos moldes do Bolsa Família, ora em vigor no país, devem ser pensados até mesmo para níveis maiores de esco- laridade, como o ensino médio, tendo em vista o impacto negativo das restrições de crédito acima discutidas. Concluindo, esta análise da demografia dos efeitos de composição resulta em duas proposições de políticas públicas. Em primeiro lugar, há uma carência de políticas públicas focadas nos filhos de mães com baixa escolaridade, cujo segmento repre- senta um quinto dos nascimentos em 2003 e será a população de 15 a 19 anos em
- Apenas uma política de transferência de renda, acompanhada pela provisão de atenção integral na escola, permitiria algu- ma melhoria substancial na escolaridade deste segmento. Em segundo lugar, há aumento na demanda por escolaridade elevada, ditada pelo aumento de filhos nas- cidos de mães com média e alta escola- ridade; uma parcela relevante destas mães é composta por pobres, uma vez que a varia- ção da porcentagem de mães por renda é
bem menos clara. Isto significa que o au- mento de escolaridade da mãe, acompa- nhado menos que proporcionalmente pelo aumento de renda per capita domiciliar implica uma potencial restrição de crédito. Apenas políticas que afetem as restrições de crédito das famílias pobres permitirão que esta virtuosidade potencial se materia- lize em maior escolaridade das gerações futuras do país.
O dividendo demográfico
O chamado “dividendo demográfico”, também denominado de “janela de oportu- nidades”, quando discutido por literatura menos economicista, é um fenômeno bené- fico para a sociedade em termos econômi- cos, associado às conseqüências diretas do declínio da fecundidade sobre a estrutura etária durante e imediatamente após a transição demográfica. Estas mudanças na estrutura etária, discutidas anteriormente para o caso brasileiro, trazem conseqüên- cias sobre o crescimento econômico e a estrutura de gastos públicos. Várias vertentes fazem uso desta noção de dividendo demográfico, muitas vezes en- tendida como uma mera “apologia contro- lista” de cunho “neomalthusiano” para justi- ficar o planejamento familiar “controlista”. A vertente “neomalthusiana” vê o dividendo demográfico como uma rationale para que se defenda o controle populacional, imple- mentado por intermédio de uma política dirigida de planejamento familiar, conforme formulado originalmente por Coale e Hoover, para o caso da Índia, e seguido por aplicações mais diretas de modelos de cres- cimento econômico, como o de Solow. Ou- tras vertentes identificam o “dividendo de- mográfico”, ou “janela de oportunidades”, como uma potencialidade lógica, decorren- te das conseqüências diretas do declínio da fecundidade sobre a estrutura etária. Esta potencialidade lógica pode ser aproveitada ou não pelos países durante o período de transição demográfica. O seu aproveitamento dependerá de vários aspec- tos, tais como as condições econômicas, institucionais de Estado, de operação do setor financeiro e de comportamento da
família, entre outras. A coleta deste dividendo não é mecanicamente determinada pelas condições demográficas. Num caso como o brasileiro, cujo declí- nio da fecundidade no século XX chegou praticamente à beira do nível de reposição, não faz mais sentido discutir o debate sobre o dividendo demográfico como sendo uma rationale para algum tipo de política “con- trolista”. Não há como pensar planejamento familiar, hoje, em termos de controle do crescimento populacional, uma vez que ele atende a outras demandas na área de saúde reprodutiva, dentro dos preceitos da Conferência de Cairo. Uma vez desqualificada a discussão sobre o dividendo demográfico como parte da esfera “controlista”, o que resta do deba- te? Resta discutir o dividendo demográfico, tendo em vista o planejamento das políticas de Estado que incorporem o componente populacional, visando o desenvolvimento econômico e social do país. A agenda so- bre o dividendo demográfico consiste na identificação de pontos de estrangulamento e oportunidades geradas pela dinâmica presente e futura da estrutura etária, poden- do ser analisado na perspectiva macro ou micro. Aqui, apenas os aspectos macro serão considerados. Um debate macro antigo, associado ao que hoje se denomina dividendo demo- gráfico, mas que tradicionalmente era “neomalthusiano” e, em algum momento, virou “janela de oportunidades”, refere-se ao impacto da razão de dependência jovem (ou infantil) sobre o gasto com educação. Riani (2001) estuda o impacto da razão de dependência sobre a taxa de matrícula, taxa de cobertura, taxa de eficiência e razão professor/aluno, entre outras variáveis dependentes associadas com o gasto públi- co com educação. O tamanho da coorte em idade escolar afeta negativamente indica- dores de quantidade e de qualidade (repe- tência) escolar. Estes resultados confirmam a operação de um certo dividendo demo- gráfico na área de educação. Em sua tese de doutoramento, utilizando modelos hierárquicos, Riani (2005) confirma o papel da razão de dependência macro (no município) sobre o comportamento de
quantidade e qualidade do ensino no nível micro ou familiar. É possível concluir que o crescimento espetacular da matrícula e da cobertura escolar, nos anos 90, deve-se, em parte, ao papel do Fundef (Fundo de Desenvolvimento do Ensino Fundamental e de Valorização do Professor) e às priori- dades governamentais, mas é inegável a importância da grande queda na razão de dependência para facilitar o estrondoso aumento na cobertura escolar observado no período. Relatórios de projeção condu- zidos pelo autor deste trabalho indicam que o crescimento da matrícula escolar, no futuro, decorrerá muito mais do crescimento na taxa de matrículas por série e idade do que do aumento da população em idade escolar. Os grupos etários da população em idade escolar apresentam flutuações positivas e negativas até 2020, mas, do ponto de vista total, não há pressão de crescimento da população em idade escolar. Uma identidade básica que define a renda per capita ajuda a explicitar a base da hipótese macroeconômica do dividendo demográfico. A referida identidade é descrita na equação (1) e norteia a literatura sobre crescimento e renda per capita.
Definindo-se: Y/P=y = renda per capita Y= renda nacional P= população total O= número de ocupados
Definindo-se ∆ como a variação no tempo para todos os parâmetros de (1), tem- se:
Definindo-se: ∆y = crescimento da renda per capita = crescimento da produtividade ∆0 = crescimento dos ocupados ∆P = crescimento populacional A literatura econômica enfatiza o estudo sobre a produtividade econômica, principal- mente tendo por base os modelos de cresci- mento, a maioria dos quais considerava o total de ocupados e a população sem
TABELA 3 Determinantes do crescimento da renda per capita
Fonte: Atlas do Desenvolvimento Humano no Brasil, PNUD, Ipea, Fundação João Pinheiro, 2003. Estimativas do autor usando o pacote estatítico stata.
TABELA 4 Modelo Tabela 3 com variáveis instrumentais Estimativa por dois estágios mínimos quadrados
Fonte: Atlas do Desenvolvimento Humano no Brasil, PNUD, IPEA, Fundação João Pinheiro, 2003. Estimativas do autor usando o pacote estatítico stata. Variáveis Instrumentadas: lny91, lnpiapop, difgrpp Variáveis Instrumentais: educadu, pop70, pgr7080, pgr8091, exp-vida70, exp-vida80, y70, y80, analf.70, analf80.
GRÁFICO 6 Taxas de crescimento da renda per capita municipal Brasil – 1991-
Fonte: Atlas do Desenvolvimento Humano no Brasil, PNUD, Ipea, Fundação João Pinheiro, 2003. Estimativas do autor usando o pacote estatítico stata.
GRÁFICO 7 Taxas de crescimento da renda per capita municipal Brasil – 1991-
Fonte: Atlas do Desenvolvimento Humano no Brasil, PNUD, Ipea, Fundação João Pinheiro, 2003. Estimativas do autor usando o pacote estatítico stata.
GRÁFICO 8 Taxas de crescimento da renda per capita municipal Brasil – 1991-
Fonte: Atlas do Desenvolvimento Humano no Brasil, PNUD, Ipea, Fundação João Pinheiro, 2003. Estimativas do autor usando o pacote estatítico stata.
flutuações razoáveis e esperadas na variável entre os municípios podem causar crescimento a mais na renda per capita de
um a dois pontos porcentuais. A expecta- tiva do dividendo demográfico também é confirmada com a variável Difgrpp.
