Área 13 - Desigualdade, pobreza e políticas sociais JEL ... · 2005 à 2009, para observar a...
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Área 13 - Desigualdade, pobreza e políticas sociais JEL Classifications: C3; J24; J31
TERCEIRA IDADE, TRABALHO E APOSENTADORIA: DETERMINANTES A
PARTIR DE UMA ANÁLISE DO TRABALHO FORMAL NA REGIÃO NORDESTE
Andrezza Valeska Queiroz Rodrigues*
Everlândia de Souza Silva**
Roberta Moraes Rocha***
Adelson Santos da Silva ****
Resumo
O aumento da expectativa de vida e a queda da taxa de fecundidade tem sido um dos motivos
para possíveis reformas da previdência. A fim de analisar possíveis influências de emendas
constitucionais a respeito dos requisitos para obter a aposentadoria, a presente pesquisa
utilizou os dados do Relatório Anual de Informações Sociais (RAIS) referente ao período de
2005 à 2009, para observar a dinâmica do mercado de trabalho nordestino do trabalhador
acima dos 60 anos. Analisou-se os fatores de influência do salário da força de trabalho idosa a
partir de estimações por Mínimos Quadrados Ordinários e análise em painel com Efeitos
Fixos, o qual o resultado considerando a heterogeneidade não observada dos trabalhadores
mostrou que entre os trabalhadores formais idosos do Nordeste, os aposentados têm uma
remuneração superior, em cerca de 13,37%. Para verificar aspectos relacionados a inserção do
idoso no que se refere ao tipo de aposentadoria, utilizou-se o modelo Logit Multinomial,
analisando as probabilidades das chances dos trabalhadores idosos se aposentarem por tempo
de contribuição, por idade, especial, invalidez ou compulsoriamente. Além disso, a análise
realizada nesta pesquisa demonstra que os benefícios da aposentadoria são obtidos de formas
distintas entre as diferentes raças, níveis de escolaridade, ocupações, setor de trabalho e
estados do Nordeste.
Palavras-chave: Previdência Social; Heterogeneidade não observada; Dados em Painel;
Abstract
The increase of life expectancy and the fall of the fertility rate has been one of reasons for
possible pension reforms. In order to analyze the possible effects of constitutional
amendments regarding retirement requirements, the present study used data from the Annual
Social Information Report (RAIS) considering the period from 2005 to 2009 to observe the
dynamics of the Northeastern job Market for workers who are over 60 years old. We analysed
the determinants of the elderly workforce salary from estimates of Ordinary Least Squares
and panel analysis with Fixed Effects, which showed that considering the unobserved
heterogeneity of the workers in the Northeast, formal elderly workers of the Northeast, have a
higher remuneration, at around 13,37%. In order to verify aspects related to the insertion of
the elderly regarding the type of retirement, the Logit Multinomial model was used, analyzing
the probabilities of the chances of the elderly workers to retire by time of contribution, by age,
special, disability or compulsorily. In addition, the analysis carried out in this research shows
that the benefits of retirement are obtained in different ways among the different races, levels
of education, occupations, labor sector and Northeastern states.
Keywords: Social Security; Unobserved heterogeneity; Panel data;
* Bacharel em Economia pela UFRPE-UAST. E-mail: [email protected] ** Mestre em Economia pelo PPGECON/UFPE-CAA. E-mail: [email protected] *** Doutora em economia pelo PIMES. E-mail: [email protected]
**** Mestre em Economia pelo PPGECON/UFPE-CAA. E-mail: [email protected]
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1. Introdução
De acordo com os dados do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE)
2010, dada crescente expectativa de vida no Brasil, destaca-se que o Nordeste é a segunda
região com mais idosos cerca de mais de 5,4 milhões de pessoas. De acordo com a lei Nº
8.842/1994 são considerados idosos pessoas com 60 anos ou mais idade. Nesta perspectiva, o
processo de envelhecimento e a situação da distribuição etária na região demonstram a
importância de avaliar como as políticas públicas aplicadas podem atingir a situação
econômica e social do Nordeste. Segundo o estudo do IBGE, Síntese de Indicadores Sociais
2012, os grupos de vulnerabilidade demonstram a condição de desigualdade regional, sendo a
situação de vulnerabilidade por renda de 29,8% da população brasileira e na região Nordeste
50,8%.
Apesar da taxa de crescimento anual 2010-2000 do Nordeste ser superior à média
nacional, o valor do rendimento médio das famílias continua sendo o menor entre as regiões
do país (ARAÚJO, 2014). É crucial o papel desempenhado pelas organizações
governamentais, principalmente a responsabilidade de promover estratégias e incorporar
medidas para erradicar a pobreza extrema da região mais desigual do país.
Analisando a quantidade de pessoas idosas, o baixo rendimento médio das famílias e o
alto índice de pobreza extrema, é relevante prognosticar o impacto de mudanças realizadas
para obtenção da aposentadoria e o efeito causado às pessoas de 60 anos ou mais idade. Uma
vez que os benefícios previdenciários não só impactam fortemente na renda do idoso, mas
uma parcela significativa do rendimento de famílias inteiras (CAMARANO et al, 1999).
Esta tendência ao envelhecimento da população, cada vez mais crescente, tem levado a
intensas discussões sobre o modelo da previdência social. Neste sentido, verifica-se uma
elevação vertiginosa do número de beneficiários da previdência social que no ano 1994
chegava a cerca de 15 milhões e em dezembro de 2009 atingiu 27 milhões. Além disso, a
aposentadoria por tempo de contribuição e a aposentadoria por idade apresentavam a maior
participação na quantidade total de benefícios, respectivamente, 29,5% e 22,4%, de acordo
com o Anuário Estatístico da Previdência Social (DATAPREV, 2010).
A escolha da Região Nordeste nesta pesquisa, consiste no fato de que, segundo os
dados da RAIS para o ano de 2009, esta região apresentou que prevalece trabalhadores do
sexo feminino, cerca de 4.087 entre os idosos aposentados, enquanto que a maioria dos
trabalhadores não aposentados é homem correspondendo a 153.945 mil trabalhadores. E neste
mesmo ano, a desigualdade salarial entre os gêneros dos idosos aposentados é discrepante, os
idosos aposentados do sexo masculino apresentaram uma remuneração em média de R$
4.208,93, e as mulheres R$ 2.105,58, essa diferença é de R$ 2.103,35.
Levando em consideração o tipo de aposentadoria do trabalhador idoso da região e o
diferencial salarial, de acordo com os dados da RAIS para o ano de 2009, a categoria de
aposentadoria por invalidez apresentou o menor salário real médio, em torno de R$ 869,47, e
a categoria de aposentadoria por tempo de contribuição a de maior remuneração média, cerca
de R$ 4.159,71.
Diante disto, o objetivo desta pesquisa consiste em avaliar os principais fatores de
influência do salário da força de trabalho idosa, estimando ainda o diferencial salarial dos
idosos aposentados. Para tanto, estima-se em Modelo de Mínimos Quadrados Ordinários e
Painel de Dados a fim de verificar o efeito das características não observadas dos
trabalhadores idosos e comparar as mudanças nas estimativas. Em um segundo momento,
estima-se a probabilidade de o idoso optar ou se inserir em determinada categoria do tipo de
aposentadoria (por contribuição, por idade, compulsória, especial e invalidez) e avaliar fatores
que influenciam no tipo de aposentadoria obtida pelo idoso. Neste caso estima-se pelo modelo
Logit Multinomial.
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A principal contribuição desta pesquisa para a literatura empírica consiste em analisar
de forma mais completa o mercado de trabalho idoso no que se refere a avaliar e estimar o
diferencial salarial da força de trabalho idosa aposentada. Este estudo se justifica devido o
processo de envelhecimento da população e as disparidades socioeconômicas regionais no
Brasil, onde a participação do idoso, sendo aposentado ou não, nas atividades econômicas
podem indicar sua necessidade ou dependência. Analisa as influências de escolha de cinco
tipos de aposentadoria, neste sentido, para conhecimento o possível impacto socioeconômico
no Nordeste pelas mudanças nos requisitos para se obter a aposentadoria. Busca-se avaliar se
características como sexo, idade, idade², experiência, experiência², raça, escolaridade, estados,
ocupação, setor (público/privado) têm influência no salário do idoso e no tipo de
aposentadoria obtida pelo trabalhador idoso.
2. Mercado de Trabalho Idoso: Evidências Empíricas
No Brasil há grandes disparidades econômicas entre as regiões, e a região Nordeste
apresenta piores diferenciais salariais entre os trabalhadores (IBGE, 2010). No que diz
respeito a participação da população idosa, aposentada ou não, no mercado de trabalho e as
transformações demográficas e modificações na economia geram impactos sociais e
econômicos, no que se refere a condição em que o envelhecimento da força de trabalho pode
reduzir os níveis de produtividade do país (QUEIROZ; JACINTO, 2012).
O estudo de Menezes e Carrera-Fernandez (2001) sobre os determinantes e
condicionantes que levam os idosos continuarem inseridos ou buscando reinserção no
mercado de trabalho na região de Salvador/BA, mostrou que quanto maior a idade menor a
probabilidade de participar da força de trabalho, e que os homens idosos são mais propensos a
ofertarem mão-de-obra. Concluiu que o idoso, busca ou participa da força de trabalho
principalmente devido ao salário e não como forma de terapia ocupacional, para não ficar
ocioso.
Para identificar e entender o comportamento da inserção de pessoas com idade mais
avançada no mercado de trabalho, Marco Angrisani et al. (2013) utilizaram informações sobre
dados demográficos individuais, situação da força de trabalho, situação financeira e estado de
saúde da população dos Estados Unidos com mais de 50 anos. Os autores consideraram o
papel das características não observadas, tais como importância e dificuldade de tarefa,
variedade de habilidades, desse modo, afirmaram que os traços de personalidade
desempenham papel crucial na decisão do idoso ofertar força de trabalho.
Juerges et al. (2014), apresentaram a influência dos incentivos financeiros e de saúde
na decisão dos trabalhadores se aposentarem ou não, em especial os benefícios por deficiência
em pensões de invalidez. Mostraram que os incentivos financeiros à aposentadoria afetam
todos os trabalhadores, doentes ou saudáveis. Os autores verificaram que as decisões de
seguridade social da Alemanha proporcionam benefícios muito generosos, neste sentido,
simulam como as mudanças nos requisitos para o benefício em pensão de invalidez afetariam
o comportamento de aposentadoria. E o resultado mostra que uma reforma tornando o
processo de concessão de benefícios por incapacidade mais rigoroso aumenta a participação
da força de trabalho na velhice.
3. Dados e Modelo Empírico
Para a formulação desta pesquisa, a base de dados utilizada foi a disponibilizada pelo
Relatório Anual de Informações Sociais (RAIS) do Ministério do Trabalho e Emprego
(MTE), a qual é a principal fonte de informação do mercado de trabalho formal do país. Os
dados utilizados correspondem à Região Nordeste para o período de 2005-2009. Foram
utilizados na análise econométrica apenas trabalhadores a partir de 60 anos e foi estabelecido
o salário deflacionado por hora como variável dependente.
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Os resultados obtidos pelos modelos econométricos permitem verificar a relação entre
as variáveis dos trabalhadores. Para o conjunto de dummies ocupacionais, os Profissionais das
ciências e das artes foram a categoria base omitida, devido dentre os trabalhadores idosos,
aposentados ou não, apresentaram um dos maiores percentuais nos grupos ocupacionais. Para
as dummies de Estado, a variável omitida foi a região que apresentou o maior número de
idosos trabalhadores formais da região, o estado da Bahia. O mesmo ocorreu com a raça/cor
do trabalhador, a raça/cor branca apresentou maior frequência, então foi a base omitida.
Utilizou-se a variável Analfabeto como omitida. Referente ao setor de trabalho, nesta
pesquisa a dummy setor privado foi a base omitida, visto que achou-se interessante analisar o
setor que emprega mediante concurso público, considerando as características não observadas
dos trabalhadores.
3.1 Modelo econométrico de dados em painel para efeitos fixos
A análise dos dados em painel é apropriada nesta pesquisa devido o fato de controlar a
heterogeneidade presente nos indivíduos, ou seja, suas características não observadas. Neste
modelo, observa-se cada variável individual e simultaneamente, reduzindo a colinearidade
entre as variáveis explicativas e analisando os efeitos causados por variáveis omitidas no
modelo, tornando-o mais viável numa análise econômica do mercado de trabalho. Dessa
forma, a equação será estimada por MQO e Efeitos fixos, respectivamente, descritas da
seguinte maneira:
ln(w)= X 𝛽 + S p + G ∝+ L 𝜗 + u (1)
ln(w)= X 𝛽 + S p + G ∝+ L 𝜗 + 𝛾 + u (2)
Posto que, w é o logaritmo do salário por hora em reais, 𝑋 é um vetor de características
socioeconômicas observáveis, tais como: idade, idade ao quadrado, experiência, experiência
ao quadrado. E o vetor S das variáveis dummies de gênero, grau de instrução, raça/cor, e
Estados do Nordeste. G corresponde as características do emprego, uma dummy de setor
público, e dummies que identificam a ocupação do trabalhador. Vetor L que identifica o
trabalhador aposentado. Por fim, os parâmetros, 𝛽, p, ∝ e 𝜗, serão estimados, sendo 𝛾 o efeito
fixo do trabalhador e u o erro estocástico.
3.2 Modelo econométrico Logit Multinomial
Estima-se um modelo Logit Multinomial para obter a probabilidade do trabalhador
idoso se inserir em um tipo de aposentadoria. Sendo esta pesquisa pioneira nesta análise, o
modelo tem como variável dependente um conjunto de dummies para os cinco tipos de
aposentadoria, a saber: contribuição, idade, compulsória, invalidez e especial, ou seja, neste
modelo a variável dependente é não ordenada e de caráter nominal.
O método utilizado neste trabalho parte da premissa de probabilidade do modelo logit
binário, sendo exposto pela seguinte equação (POWER; XIE, 2000):
log [p (a = 1)
p (A = 0)] = log
𝑃1
𝑃0
Em que “A” é a variável aleatória que indica a escolha, e a equação apresenta que a
probabilidade tem apenas dois casos, de modo que “a” só poderá ser 1 ou zero. A
probabilidade p é dada da seguinte forma:
P =𝑒 𝑥 (𝐸𝑦=0
𝑦∝𝑦 𝑋𝑖)𝑦
1+𝑒 𝑥 (𝐸𝑦=0 𝑦
∝𝑦 𝑋𝑖)𝑦
E a função de ligação do modelo consiste em:
5
𝑠𝑔 =𝑝𝑖
1 − 𝑝𝑖 ∑ ∝𝑦 𝑋𝑖 𝑦
𝑦
𝑦=0
Para o modelo Logit Multinomial a variável dummy codificada 1 ou zero, implica estimar as
chances log-odds do modelo, exposto da seguinte maneira:
1 ° [𝑝 (𝑎 = 𝑔)|𝑋𝑖
𝑝 (𝑎 = 1)|𝑋𝑖
] = 1 ° (𝑝𝑔
𝑝1) 𝑥𝑖 ∝𝑔 = 𝑠𝑖 𝑔
Em que xi são as características observáveis dos indivíduos, 𝑝1 e 𝑝𝑔são as
probabilidades da j-ésima e primeira categoria, em que a escolha da categoria base é arbitrária
(aposentadoria por tempo de contribuição), ∝ é o vetor de parâmetros a serem estimados.
Então a escolha é feita diante da probabilidade do indivíduo i optar pela escolha g dada as
suas características observáveis.
Portanto, neste modelo J é igual a 5 (isto é, os cinco tipos de aposentadoria), logo,J-1
equações representam a relação entre a variável resposta “A” e as variáveis explicativas
denotadas por 𝑥𝑖= 𝑥1 , ..., 𝑥𝑘, de forma que a probabilidade da ocorrência de uma categoria é
calculada em relação a categoria base do tipo de aposentadoria, neste modelo a categoria base
omitida foi J=1, ou seja, aposentadoria por tempo de contribuição, onde os vetores de
dimensão (y+1) são compostos por 𝑥𝑖 e ∝𝑔 . O vetor 𝑥𝑖 codifica a i-ésima observação das y
variáveis explicativas. Desse modo, mostra-se no modelo a estimação de y variáveis e g
categorias, sendo (y + 1)*(g – 1) o total de parâmetros. (POWER; XIE, 2000).
Têm-se neste modelo um caso específico da probabilidade, cuja variável dummy
apresenta cinco possibilidades inclusas, que são os cinco tipos de aposentadoria, demonstrado
da maneira abaixo:
P rh i = 1|x) = 𝑃𝑖1 = [1
1 + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝1 2) + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝1 5) ]
P rh i = 2|x) = 𝑃𝑖1 = [𝑒 𝑥 𝑃𝑖 ∝ 2
1 + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝2 2) + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝2 5) ]
𝑃 𝑟ℎ 𝑖 = 3|𝑥) = 𝑃𝑖1 = [𝑒 𝑥 𝑃𝑖 ∝ 3
1 + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝3 2) + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝3 5) ]
𝑃 𝑟ℎ 𝑖 = 4|𝑥) = 𝑃𝑖1 = [𝑒 𝑥 𝑃𝑖 ∝ 4
1 + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝4 2) + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝4 5) ]
𝑃 𝑟ℎ 𝑖 = 5|𝑥) = 𝑃𝑖1 = [𝑒 𝑥 𝑃𝑖 ∝ 5
1 + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝5 2) + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝5 5) ]
Em que a expressão de número 1 corresponde a probabilidade do trabalhador se
aposentar por tempo de contribuição, sendo considerada a categoria base, quando comparadas
com os outros tipos de aposentadoria, de modo a verificar as chances do trabalhador idoso
optar ou inserir-se em determinada categoria de tipo de aposentadoria. Ou seja, o modelo da
pesquisa mostra a categoria base como única em comparação com as outras categorias do tipo
de aposentadoria. Diante disso, deve ser enfatizado que as variáveis explicativas do modelo
que também são variáveis dummies têm a sua categoria base, e a níveis de comparação do tipo
de aposentadoria, as categorias são exclusivamente comparadas com a categoria 1 (categoria
base).
4. Análise dos Resultados
4.1 Resultado dos fatores de influência do salário dos trabalhadores idosos
Os resultados obtidos presentes na Tabela 1 mostram o teste de Hausman, onde pode-se
rejeitar a hipótese de efeitos aleatórios e considerar o efeito fixo dos indivíduos na análise.
Tabela 1 - Coeficientes do diferencial salarial dos idosos trabalhadores formais do
Nordeste para os modelos MQO e Efeitos fixos (Continua)
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MQO Efeito fixo
Características individuais do trabalhador
Aposentado 0.1082958 0.1337019
(0,0054912)* (0,0037715)*
Tabela 1 - Coeficientes do diferencial salarial dos idosos trabalhadores formais do
Nordeste para os modelos MQO e Efeitos fixos. (Continuação)
Idade 0.0310826 0.6502833
(0,002179)* (0,0043697)*
Idade² -0.0002881 -0.0037016
(0,0000156)* (0,000033)*
Gênero (masculino) 0.2535618 -0.0264517
(0,0018041)* (0,0076088)*
Tempo no emprego 0.0000949 0.0004154
(0,0000211)* (0,000035)*
Tempo no emprego² 2.89e-06 9.31e-07
(4.77e-08)* (7.69e-08)*
Raça/cor (Categoria base - Branca)
Preta -0.1565511 0.1495007
(0,0049058)* (0,0061501)*
Índigena -0.2378869 0.1491808
(0,0182219)* (0,0156113)*
Amarela -0.0461875 0.1250919
(0,0126494)* (0,0122811)*
Parda -0.1433887 0.1734089
(0,0022356)* (0,021631)*
Grupos Ocupacionais (Categoria base - Profissionais das ciências e das artes)
Membros superiores do poder público, dirigentes,
gerentes 0.0963539 0.1488763
(0,0039563)* (0,032239)*
Técnicos de nível médio -0.0980684 -0.0207711
(0,0037251)* (0,0052173)*
Trabalhadores de serviços administrativos -0.2584286 -0.0142263
(0,0034244)* (0,0039862)*
Trabalhadores dos serviços, vendedores do
comércio -0.5730402 0.0163201
(0,0034036)* (0,0046211)*
Trabalhadores agropecuários, florestais e da pesca -0.8117432 -0.0485288
(0,0052258)* (0,01233)*
Trabalhadores da produção de bens e serviços
industriais (1) -0.3712461 -0.0120597
(0,0039673)* (0,006552)**
Trabalhadores da produção de bens e serviços
industriais (2) -0.3740955 -0.0111635
(0,0079919)* (0,0132617)
Trabalhadores em serviços de reparação e
manutenção
-0.5898544 -0.1995097
(0,0042821)* (0,0049414)*
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Características do setor de ocupação (Categoria base - Setor Privado)
Setor público -0.0865889 0.0872909
(0,0023255)* (0,0036396)*
Tabela 1 - Coeficientes do diferencial salarial dos idosos trabalhadores formais do
Nordeste para os modelos MQO e Efeitos fixos. (Continuação)
Nível Educacional (Categoria base - Analfabeto)
Fundamental Incompleto 0.0282296 -0.022923
(0,0036805)* (0,0050334)*
Fundamental Completo 0.2204655 -0.0014447
(0,0042086)* (0,0053435)
Médio Incompleto 0.1451218 -0.0609956
(0,0050479)* (0,068045)*
Médio Completo 0.3573863 -0.0604763
(0,004223)* (0,0053292)*
Superior Incompleto 0.4030475 0.0384764
(0,006281)* (0,0082047)*
Superior Completo 1.106388 -0.043316
(0,0049433)* (0,0053937)*
Controle regional (Categoria base - Bahia)
Alagoas -0.1054165 -0.030139
(0,0038663)* (0,0318675)
Ceará -0.2480199 -0.0075789
(0,0025752)* (0,0237104)
Maranhão 0.0115594 0.143092
(0,0035097)* (0,0323288)*
Paraíba -0.2630917 -0.0888486
(0,0032466)* (0,027794)*
Pernambuco -0.1517529 0.0141233
(0,0025084)* (0,0186705)
Piauí -0.2576411 -0.1321687
(0,0037908)* (0,0346868)*
Rio Grande do Norte -0.1639479 -0.0104047
(0,003322)* (0,0272651)
Sergipe -0.0465337 -0.0307707
(0,0039608)* (0,024706)
Constante 0.870784 -24.71057
(0,0758246)* (0,1451667)*
R² (Within) 0.3916 0,3177
Número de observações 985.593 985.593
Número de indivíduos 374.949 374.949
Teste F 33,985559 33,610611
Hausman X² 0 214.265,93
0
Fonte: Elaboração própria com base nos dados da RAIS-MTE.
8
Notas: *Significativo a 1%; ** Significativo a 5%; ***Significativo a 10%. Erro-padrão
robusto resultado apenas entre parênteses.
Na Tabela 1, pelo modelo MQO nota-se que os aposentados apresentam um
diferencial salarial maior em 10,32%, dos profissionais não aposentados. E comparando com
o resultado que isola o efeito das características não observadas (Efeito fixo), observa-se que
o rendimento dos trabalhadores aposentados é superior em 13,37%. Segundo Camarano
(2001) existe uma característica particular dos trabalhadores aposentados brasileiros se
reinserirem no mercado de trabalho. A hipótese é que os profissionais acima dos 60 anos
aposentados por alcançarem a obtenção de uma renda não vinculada ao esforço do trabalho,
ou seja, proveniente de aposentadoria, além de existir a possibilidade de continuarem
inseridos no mercado de trabalho por necessidade de complementar a renda, suas
características observáveis e não observáveis (ambição, motivação, adaptação, eficiência do
trabalhador, habilidade, etc.) podem estar correlacionadas com variáveis fundamentais na
decisão do trabalhador idoso permanecer ofertando força de trabalho como também na
determinação do salário.
Verifica-se em MQO que os trabalhadores idosos do sexo masculino recebem um
salário superior as idosas, em 25,35%. Todavia, o coeficiente para o modelo de efeitos fixos
demonstra que os trabalhadores idosos do sexo masculino recebem menos que as mulheres,
em cerca de 2,64%, evidenciando-se, a partir de um painel de efeitos fixos identificando a
influência das características não observáveis dos trabalhadores, havendo então uma
influência positiva dos atributos produtivos das idosas no mercado de trabalho.
A variável idade na estimação em painel de dados demonstra que as habilidades dos
trabalhadores influenciam positivamente quando analisa-se a idade do trabalhador. O
coeficiente idade ao quadrado apresenta sinal negativo e mostra significância estatística a
nível de 1%, indica que no geral os trabalhadores idosos na região Nordeste apresentam um
comportamento de diminuição no salário-hora real com o passar dos anos (EREMBERG,
2000). Quanto a raça/cor dos idosos, o resultado em MQO mostra que os idosos “brancos”
recebem uma remuneração superior aos idosos das demais raças. Verifica-se um resultado
interessante em efeito fixo a respeito das dummies de raça, todas as raças consideradas
possuem um diferencial salarial positivo em relação à raça/cor “branca”, após o controle das
características não observáveis, nota-se que os idosos negros são remunerados 14,95% a mais
que os idosos brancos.
O coeficiente do tempo no emprego em MQO e Efeito fixo, indicam que a experiência
do trabalhador idoso aumenta seu nível salarial, e considerando as habilidades dos
trabalhadores a variável apresenta valor ainda maior quando comparado com a estimação em
MQO, cerca de 65,02%. A variável tempo no emprego² apresenta um sinal negativo em MQO
e Efeito fixo, esse comportamento convexo indica que a experiência contribui a taxas
decrescentes na formação da renda do trabalhador idoso.
Entre a comparação das oito dummies de ocupação, nota-se que ao controlar as
características não observáveis aumenta a remuneração dos trabalhadores idosos em todos os
grupos ocupacionais, passando de um diferencial salarial negativo para positivo. Na ocupação
dos Trabalhadores dos serviços, vendedores do comércio, muda de -57,3% para 1,63% a mais
que os trabalhadores na categoria base. A respeito do setor que o trabalhador idoso pertence, é
possível verificar que, considerando o efeito das habilidades dos funcionários públicos
observa-se na estimação um diferencial salarial positivo em 8,72%.
A estimação em MQO apresenta que os trabalhadores idosos com o nível superior
completo recebem 110,63% a mais que os analfabetos, porém após o controle da
heterogeneidade o diferencial é negativo, ou seja, os trabalhadores com nível superior
completo recebem cerca de 4,33% a menos do que os analfabetos. Isso significa que o idoso
9
com nível superior completo recebe menos que o trabalhador analfabeto, considerando suas
dotações de atributos produtivos não observáveis.
Algumas variáveis de controle regional na estimação de painel de dados não podem
ser avaliadas, devido os coeficientes não apresentarem nível de significância estatística. O
estado do Maranhão apresenta o único diferencial salarial positivo, e nota-se que este
diferencial é ainda mais relevante após considerar os atributos produtivos (efeito fixo), o
modelo econométrico ilustra que o rendimento dos idosos no Maranhão é superior em 14,3%
quando comparados aos profissionais do estado da Bahia.
4.2 Resultados da estimação do tipo de aposentadoria do idoso
As análises expostas na Tabela 2 indicam primeiramente a estimativa, demonstrando
apenas se há chances positivas ou negativas na probabilidade do trabalhador idoso pertencer a
determinado tipo de aposentadoria incluído na dummy classificada em comparação com a
aposentadoria por tempo de contribuição. A estimativa não observa o efeito marginal da
diminuição e aumento dos idosos serem inseridos na categoria base. Diante disso, apresenta-
se os resultados do modelo da Relação de risco relativo (rrr), sendo obtido pelo antilogaritmo
dos coeficientes do modelo econométrico Logit Multinomial, o qual capta as chances de
modificação da probabilidade do tipo de aposentadoria em comparação com a categoria de
referência considerando alterações na variável explicativa. No estudo analisa-se a estimativa
(chances), nas duas primeiras colunas, e a Relação de risco, expostas nas duas últimas
colunas.
10
Tabela 2 - Resultado da estimação do Modelo Logit Multinomial. Grupo de referência: Aposentadoria por tempo de contribuição. (Continua).
Variáveis explicativas Estimativa Erro Padrão Risco (rrr) Erro Padrão
Aposentadoria por idade
Gênero (masculino) -0.4485613 (0.0351815)* 0.6385462 (0.022465)*
Características individuais do trabalhador
Idade 0.36108 (0.072528)* 1.434878 (0.1040689)*
Idade² -0.002604 (0.0005413) 0.9973994 (0.0005399)*
Tempo no emprego 0.0037848 (0.0004682)* 1.003792 (0.00047)*
Tempo no emprego² -0.000016 (1.05e-06)* 0.999984 (1.05e-06)*
Raça/cor (Categoria base - Branca)
Preta 0.0576672 (0.0830011) 1.059362 (0.0879282)
Índigena -0.7944259 (0.3512774)** 0.4518406 (0.1587214)**
Amarela 0.1522895 (0.2179319) 1.164497 (0.2537811)
Parda -0.0891445 (0.0373062)** 0.9147134 (0.0341245)**
Grupos Ocupacionais (Categoria base - Profissionais das ciências e das artes)
Membros superiores do poder público. dirigentes. gerentes -0.252004 (0.0956619)* 0.7772416 (0.0743524)*
Técnicos de nível médio -0.3025448 (0.0806414)* 0.7389354 (0.0595888)*
Trabalhadores de serviços administrativos -0.0951907 (0.0747434) 0.9091995 (0.0679567)
Trabalhadores dos serviços. vendedores do comércio 0.2274717 (0.0719581)* 1.255422 (0.0903378)*
Trabalhadores agropecuários. florestais e da pesca 1.028261 (0.0986699)* 2.796199 (0.2759007)*
11
Tabela 2 - Resultado da estimação do Modelo Logit Multinomial. Grupo de referência: Aposentadoria por tempo de contribuição. (Continuação).
Trabalhadores da produção de bens e serviços industriais (1) 0.0226923 (0.085051) 1.022952 (0.087003)
Trabalhadores da produção de bens e serviços industriais (2) 0.1341593 (0.1263926) 1.143575 (0.1445394)
Trabalhadores em serviços de reparação e manutenção -0.0831098 (0.081962) 0.9202501 (0.0754255)
Características do setor de ocupação (Categoria base - Setor Privado)
Setor público 0.0436878 (0.0381146) 1.044656 (0.0398166)
Nível Educacional (Categoria base - Analfabeto)
Fundamental Incompleto -0.1659104 (0.0499354)* 0.8471222 (0.0423014)*
Fundamental Completo -0.6655825 (0.0615349)* 0.513974 (0.0316273)*
Médio Incompleto -0.4026817 (0.089285)* 0.6685249 (0.0596892)*
Médio Completo -0.5799031 (0.0615599)* 0.5599526 (0.0344706)*
Superior Incompleto -0.6241731 (0.1785624)* 0.5357042 (0.0956566)*
Superior Completo -1.499123 (0.0863383)* 0.2233259 (0.0192816)*
Controle regional (Categoria base - Bahia)
Alagoas 0.0718037 (0.0560057) 1.074444 (0.060175)
Ceará 0.0726363 (0.0423143)*** 1.075339 (0.0455023)***
Maranhão 0.5180717 (0.0737919)* 1.678787 (0.1238809)*
Paraíba 0.5200518 (0.0524955)* 1.682115 (0.0883034)*
Pernambuco -0.0280604 (0.0426118) 0.9723296 (0.0414327)
Piauí 0.5593506 (0.0639086)* 1.749536 (0.1118104)*
Rio Grande do Norte 0.2520489 (0.0613495)* 1.286659 (0.0789359)*
Sergipe -0.0458621 (0.0711975) 0.9551736 (0.0680059)
Aposentadoria por invalidez
Gênero (masculino) 0.8888179 (0.0737734)* 2.432253 (0.1794355)*
Características individuais do trabalhador
Idade -0.4788021 (0.1489537)* 0.6195251 (0.0922805)*
12
Tabela 2 - Resultado da estimação do Modelo Logit Multinomial. Grupo de referência: Aposentadoria por tempo de contribuição. (Continuação).
Idade² 0.0030069 (0.0011218)* 1.003011 (0.0011252)*
Tempo no emprego -0.0028847 (0.0008619)* 0.9971194 (0.0008594)*
Tempo no emprego² -9.28e-06 (2.27e-06)* 0.9999907 (2.27e-06)*
Raça/cor (Categoria base - Branca)
Preta 0.14592 (0.1284163) 1.157104 (0.148591)
Índigena 0.1149543 (0.3983652) 1.121822 (0.4468949)
Amarela 1.034654 (0.2513885)* 2.814133 (0.7074407)*
Parda 0.1072607 (0.0642667)*** 1.113224 (0.0715432)***
Grupos Ocupacionais (Categoria base - Profissionais das ciências e das artes)
Membros superiores do poder público. dirigentes. gerentes -0.7193099 (0.2132828)* 0.4870883 (0.1038876)*
Técnicos de nível médio -0.2174016 (0.1934651) 0.8046068 (0.1556634)
Trabalhadores de serviços administrativos 0.0315648 (0.1738645) 1.032068 (0.1794401)
Trabalhadores dos serviços. vendedores do comércio 0.2601653 (0.1699148) 1.297144 (0.220404)
Trabalhadores agropecuários. florestais e da pesca 0.2077089 (0.1992775) 1.230855 (0.2452817)
Trabalhadores da produção de bens e serviços industriais (1) 0.6671325 (0.1758927)* 1.948642 (0.3427518)*
Trabalhadores da produção de bens e serviços industriais (2) 0.3805446 (0.2256125)*** 1.463081 (0.3300893)***
Trabalhadores em serviços de reparação e manutenção -0.2428936 (0.2028141) 0.784355 (0.1590783)
Características do setor de ocupação (Categoria base - Setor Privado)
Setor público -0.5149193 (0.0770695)* 0.5975488 (0.0460528)*
13
Tabela 2 - Resultado da estimação do Modelo Logit Multinomial. Grupo de referência: Aposentadoria por tempo de contribuição. (Continuação).
Nível Educacional (Categoria base - Analfabeto)
Fundamental Incompleto -0.1412596 (0.0962859) 0.8682639 (0.0836016)
Fundamental Completo -0.3808706 (0.1168158)* 0.6832663 (0.0798163)*
Médio Incompleto -0.3746338 (0.160146)** 0.687541 (0.110107)**
Médio Completo -0.3607225 (0.1202158)* 0.6971724 (0.0838111)*
Superior Incompleto -0.9941741 (0.4452797)** 0.3700289 (0.1647664)**
Superior Completo -0.627126 (0.1750457)* 0.5341247 (0.0934962)*
Controle regional (Categoria base - Bahia)
Alagoas -0.0348842 (0.1055415) 0.9657173 (0.1019233)
Ceará -0.4601734 (0.0925119)* 0.6311742 (0.0583911)*
Maranhão 0.3966276 (0.1237641)* 1.486802 (0.1840127)*
Paraíba 0.3470783 (0.1029045)* 1.414927 (0.1456024)*
Pernambuco -0.2868192 (0.0800822)* 0.7506474 (0.0601135)*
Piauí -0.1008829 (0.1343987) 0.9040389 (0.1215016)
Rio Grande do Norte 0.0181949 (0.1096637) 1.018361 (0.1116773)
Sergipe -0.2197282 (0.1346915) 0.802737 (0.1081219)
Aposentadoria Especial
Gênero (masculino) 0.2138604 (0.137443) 1.23845 (0.1702163)
Características individuais do trabalhador
Idade -0.2367556 (0.2292082) 0.7891841 (0.1808875)
Idade² 0.0016171 (0.0016909) 1.001618 (0.0016937)
Tempo no emprego 0.0026036 (0.0016888) 1.002607 (0.0016932)
Tempo no emprego² -0.0000125 (3.83e-06)* 0.9999875 (3.83e-06)*
Raça/cor (Categoria base - Branca)
Preta -0.1115302 (0.3135079) 0.8944644 (0.2804217)
Indígena 0.0179192 (1.029978) 1.018081 (1.048601)
14
Tabela 2 - Resultado da estimação do Modelo Logit Multinomial. Grupo de referência: Aposentadoria por tempo de contribuição. (Continuação).
Amarela 0.2628803 (0.7363572) 1.300671 (0.9577585)
Parda -0.0723014 (0.1375673) 0.9302505 (0.127972)
Grupos Ocupacionais (Categoria base - Profissionais das ciências e das artes)
Membros superiores do poder público. dirigentes. gerentes -0.6160302 (0.3364792)*** 0.5400842 (0.1817271)***
Técnicos de nível médio 0.4019169 (0.2420841)*** 1.494687 (0.36184)***
Trabalhadores de serviços administrativos -0.9626718 (0.2948632)* 0.3818712 (0.1125998)*
Trabalhadores dos serviços. vendedores do comércio -0.4282239 (0.2567918)*** 0.6516655 (0.1673423)***
Trabalhadores agropecuários. florestais e da pesca -0.6010845 (0.3937456) 0.5482168 (0.215858)
Trabalhadores da produção de bens e serviços industriais (1) 0.3793774 (0.2739857) 1.461374 (0.4003957)
Trabalhadores da produção de bens e serviços industriais (2) 0.3192263 (0.3960276) 1.376063 (0.5449588)
Trabalhadores em serviços de reparação e manutenção 0.3280014 (0.2776514) 1.388191 (0.3854332)
Características do setor de ocupação (Categoria base - Setor Privado)
Setor público -0.402168 (0.1453652)* 0.6688684 (0.0972302)*
Nível Educacional (Categoria base - Analfabeto)
Fundamental Incompleto -0.1019629 (0.2204981) 0.903063 (0.1991236)
Fundamental Completo -0.8170243 (0.2797945)* 0.4417442 (0.1235976)*
Médio Incompleto -0.5302578 (0.3857303) 0.5884532 (0.2269842)
Médio Completo -0.1274896 (0.2575388) 0.8803025 (0.226712)
Superior Incompleto 0.5783997 (0.4844746) 1.783183 (0.8639067)
Superior Completo -0.1361968 (0.3038175) 0.8726709 (0.2651327)
Controle regional (Categoria base - Bahia)
Alagoas -0.5639726 (0.3408846)*** 0.5689444 (0.1939444)***
Ceará -0.2980408 (0.2119041) 0.7422711 (0.1572903)
15
Tabela 2 - Resultado da estimação do Modelo Logit Multinomial. Grupo de referência: Aposentadoria por tempo de contribuição. (Continuação).
Maranhão 0.4281044 (0.3068395) 1.534346 (0.470798)
Paraíba 0.8668889 (0.2022424)* 2.379496 (0.481235)*
Pernambuco 0.9798704 (0.1521044)* 2.664111 (0.4052229)*
Piauí 0.621015 (0.2424668)* 1.860816 (0.4511862)*
Rio Grande do Norte 0.2955753 (0.2638361) 1.343899 (0.3545692)
Sergipe -0.2558429 (0.3566118) 0.7742636 (0.2761115)
Aposentadoria Compulsória
Gênero (masculino) -0.5937059 (0.0739215)* 0.5522768 (0.0408251)*
Características individuais do trabalhador
Idade 0.9284507 (0.1125031)* 2.530585 (0.2846988)*
Idade² -0.0057059 (0.0008127)* 0.9943104 (0.0008081)*
Tempo no emprego -0.0009795 (0.0009179) 0.999021 (0.000917)
Tempo no emprego² -3.63e-06 (1.93e-06)*** 0.9999964 (1.93e-06)***
Raça/cor (Categoria base - Branca)
Preta -1.111365 (0.3482079)* 0.3291096 (0.1145986)*
Índigena -13.81707 (648.1557) 9.98e-07 (0.0006471)
Amarela -0.1974758 (0.7456801) 0.8208 (0.6120543)
Parda -0.5240583 (0.1092171)* 0.5921127 (0.0646688)*
Grupos Ocupacionais (Categoria base - Profissionais das ciências e das artes)
Membros superiores do poder público. dirigentes. gerentes -0.3327495 (0.1859963)*** 0.7169498 (0.13335)***
Técnicos de nível médio -0.1061181 (0.1588522) 0.8993185 (0.1428587)
Trabalhadores de serviços administrativos -0.379786 (0.1493319)** 0.6840078 (0.1021442)**
16
Tabela 2 - Resultado da estimação do Modelo Logit Multinomial. Grupo de referência: Aposentadoria por tempo de contribuição. (Continuação).
Trabalhadores dos serviços. vendedores do comércio -0.1614121 (0.1464513) 0.8509413 (0.1246215)
Trabalhadores agropecuários. florestais e da pesca 0.5679205 (0.2499395)** 1.764594 (0.4410417)**
Trabalhadores da produção de bens e serviços industriais (1) -0.2449604 (0.1849069) 0.7827356 (0.1447332)
Trabalhadores da produção de bens e serviços industriais (2) -0.199144 (0.3268859) 0.8194319 (0.2678607)
Trabalhadores em serviços de reparação e manutenção -0.5144984 (0.1884192)* 0.5978004 (0.1126371)*
Características do setor de ocupação (Categoria base - Setor Privado)
Setor público 0.6269458 (0.0951588)* 1.871885 (0.1781263)*
Nível Educacional (Categoria base - Analfabeto)
Fundamental Incompleto -0.0187758 (0.1421944) 0.9813994 (0.1395495)
Fundamental Completo 0.3844775 (0.1526983)** 1.468847 (0.2242904)**
Médio Incompleto -0.1427964 (0.2337468) 0.8669305 (0.2026422)
Médio Completo 0.1665158 (0.1579436) 1.181182 (0.1865601)
Superior Incompleto -0.1317388 (0.4089437) 0.8765699 (0.3584678)
Superior Completo -0.862135 (0.1988145)* 0.4222596 (0.0839513)*
Controle regional (Categoria base - Bahia)
Alagoas 0.4666342 (0.1615332)* 1.594618 (0.2575837)*
Ceará -0.7220423 (0.1729916)* 0.4857592 (0.0840323)*
Maranhão 1.584788 (0.1488161)* 4.878259 (0.7259634)*
Paraíba 0.8439155 (0.1408869)* 2.325455 (0.327626)*
Pernambuco 0.8788182 (0.1082807)* 2.408052 (0.2607457)*
Piauí 0.1356592 (0.2361925) 1.145292 (0.2705093)
Rio Grande do Norte 2.952701 (0.1112577)* 19.15764 (2.131434)*
Sergipe 0.5116498 (0.18901)* 1.668041 (0.3152763)
Fonte: Elaboração própria com base nos dados da RAIS-MTE.
Notas: *Significativo a 1%; ** Significativo a 5%; ***Significativo a 10%. Erro-padrão robusto resultado apenas entre parênteses.
17
No que se refere a regressão de análise da categoria do tipo de aposentadoria
especial, apresentou-se uma estimação com muitas variáveis estatisticamente
insignificantes. Considerando a aposentadoria por invalidez, no que se refere ao gênero
do trabalhador, percebe-se na Tabela 2 que há uma relação positiva entre os idosos
homens sobre as idosas mulheres se aposentarem por invalidez quando comparadas com
a aposentadoria por tempo de contribuição, ou seja, mantendo todas as outras variáveis
constantes, a probabilidade é de 0,88 a mais de chance do profissional homem acima
dos 60 anos se inserir na aposentadoria por invalidez. Já referente a categoria do tipo de
aposentadoria compulsória essa estimação foi negativa, mostrando que os idosos
homens têm 0,59 a menos de chances de se aposentar compulsoriamente que as
mulheres aposentadas por tempo de contribuição. Observa-se no modelo o mesmo
comportamento de relação negativa dos idosos homens sobre as mulheres na
aposentadoria por idade, cerca de uma probabilidade de 0,45 para menos de chance do
homem se aposentar por idade quando comparado a categoria de referência, isso pode
ser explicado pelo fato das mulheres terem o benefício de obter a aposentadoria por
idade com privilégio de menor exigência de idade mínima.
O modelo apresenta o resultado da variável mantendo as outras variáveis
constantes, o coeficiente idade mostra que na aposentadoria por idade o aumento de um
ano na idade do trabalhador idoso aumenta as chances de se inserir na categoria em
0,36. Nota-se que apenas na aposentadoria por invalidez foi apresentado o resultado
inverso, o aumento da idade do indivíduo faz com que a probabilidade caia, então
observa-se que os idosos mais jovens têm uma probabilidade maior de se aposentarem
por invalidez, haja vista que o resultado na variável idade ao quadrado confirma que a
probabilidade de um idoso se aposentar por invalidez diminui com o passar dos anos.
Referente ao tempo no emprego (experiência) observa-se resultados distintos nas
categorias apresentadas. Na aposentadoria por idade a relação é positiva, ou seja, o
aumento de um mês a mais na experiência aumenta as chances dos indivíduos se
aposentarem por idade quando comparadas a aposentadoria por tempo de contribuição,
quanto mais experiência maiores as chances de se aposentarem por idade, então pode-se
verificar que mesmo o trabalhador idoso do nordeste aumentando seu tempo de
contribuição a probabilidade é maior em decidir se aposentar por idade.
No tocante aos grupos ocupacionais dos trabalhadores idosos da região
Nordeste, os Trabalhadores agropecuários, florestais e da pesca apresentam uma relação
positiva sobre os profissionais das ciências e das artes (categoria base) para se
aposentarem por idade, sendo a ocupação com maior efeito de aumento na
probabilidade nesta categoria de aposentadoria, comparada a aposentadoria por tempo
de contribuição (categoria de referência). Talvez esse resultado seja explicado pelas
difíceis condições de trabalho, já que exigem maiores atividades braçais. Neste sentido,
os trabalhadores agropecuários preferem se aposentarem mais cedo, sem completar o
tempo de contribuição necessário para auferir uma maior aposentadoria.
A variável raça para categoria de aposentadoria por idade apresenta um resultado
com nível de significância estatística de 5%, de que para os idosos indígenas a
probabilidade é de menos chances do idoso “branco” se aposentar por idade, comparado
a raça do idoso aposentado por tempo de contribuição. Ainda no que tange a cor/raça do
indivíduo, observa-se uma relação negativa do idoso negro para a categoria base
(raça/cor branca) na probabilidade de se aposentar compulsoriamente, sendo as chances
negativas do idoso negro se incluir na aposentadoria compulsória.
No caso das ocupações e a aposentadoria especial, os Trabalhadores de serviços
administrativos apresentam as menores chances entre os grupos ocupacionais
18
comparados aos profissionais das ciências e das artes, de se aposentarem na categoria
especial, que na aposentadoria por tempo de contribuição.
Cabe reportar que, até o momento dessa pesquisa não há exigência de idade
mínima para se aposentar na categoria especial, porém nas alterações nas aposentadorias
especiais na Proposta de Emenda Constitucional – PEC 287/2016, é ressaltado que seja
estabelecida uma idade mínima e não só tempo de contribuição para obtenção da
mesma.
Como a aposentadoria especial é obtida pelo trabalhador que exerce atividade
expondo-se aos agentes nocivos à saúde ou a integridade física, mudanças nos critérios
para conseguir se aposentar nesse tipo de categoria necessita de um panorama
responsável e abrangente a respeito das oportunidades e situação econômica e social dos
indivíduos na região nordestina do país.
Segundo o Mapa da Violência 2014, estudo organizado por Julio Jacobo
Waiselfisz, houve um crescimento de 215,7% no número de casos de suicídio entre
idosos no Brasil no período de 1980 a 2012. E o Nordeste apresentou-se a terceira
região do país com mais registros de suicídios de pessoas com 60 anos ou mais entre
1996 e 2007. (PINTO et al, 2012). Deve-se relacionar que condições de trabalho podem
contribuir para o desenvolvimento da depressão, e se atreladas a endividamento, má
qualidade de vida, perda de autonomia, saúde e produtividade, a doença depressão,
considerada como um problema de saúde pública, será mais disseminada, podendo
tomar rumos piores como antecipar o fim da vida.
Quanto ao setor do trabalhador, verifica-se que há menores chances do
trabalhador do setor público se aposentar por invalidez, comparados a aposentadoria por
tempo de contribuição. E relação negativa também sobre os funcionários públicos serem
inseridos na aposentadoria especial. Apenas na aposentadoria compulsória o resultado é
inverso, a probabilidade cresce para o idoso do setor público se aposentar
compulsoriamente.
O nível educacional apresentou resultados semelhantes, todos os níveis de
instrução têm menores chances, em todas as categorias de aposentadoria sobre os
trabalhadores analfabetos em comparação com a categoria de referência, exceto os
idosos com nível educacional fundamental completo de se aposentarem
compulsoriamente. Isso pode ser um indicativo de que pessoas com maior nível de
escolaridade optam por se aposentar por contribuição, uma vez que podem auferir maior
rendimento, neste sentido confirmaria a racionalidade econômica do trabalhador mais
escolarizado. Os idosos com nível superior completo têm menos de chances de se
inserirem na aposentadoria compulsória.
No que diz respeito aos Estados da região Nordeste, na categoria de
aposentadoria por idade, o estado do Piauí e Sergipe apresentam os extremos, o
primeiro exibe a maior elevação na probabilidade e o segundo menor chance, em
comparação ao estado da Bahia, de trabalhadores idosos que se aposentam por idade. Se
tratando da categoria de aposentadoria especial, nota-se que o estado de Pernambuco e
Paraíba exibem uma elevada probabilidade em comparação ao estado base.
No que se refere aos resultados das razões de riscos relativos que se encontram
nas duas últimas colunas da Tabela 2, obteve-se que, seria de se esperar que o risco de
preferência do homem em relação a mulher de optar pela aposentadoria por idade a
categoria de aposentadoria por tempo de contribuição diminui em um fator de 0,64, ou
seja, o idoso do sexo masculino tem uma preferência menor de se aposentar por idade,
quando comparado a aposentadoria de referência, que a mulher acima dos 60 anos.
Comparando a aposentadoria por idade com a aposentadoria por tempo de
contribuição, percebe-se que, quando comparado com as mulheres, os homens possuem
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uma menor preferência por essa categoria, diante disso nota-se a menor preferência dos
idosos homens pela aposentadoria por idade. Já referente a aposentadoria por invalidez,
observa-se o resultado inverso, aumenta o risco do homem idoso se aposentar por
invalidez, em relação a mulher, do que o tipo de aposentadoria por tempo de
contribuição, em um fator de 2,43, ou seja, o homem idoso da região Nordeste apresenta
maior risco de ser inserido na aposentadoria por invalidez quando comparada a
aposentadoria que apresentou o maior rendimento médio, a aposentadoria por tempo de
contribuição. Analisando os resultados das razões de risco relativo da categoria de
aposentadoria por invalidez, observa-se que diminui o risco do profissional idoso se
aposentar por invalidez e não por tempo de contribuição tanto com o aumento de um
ano na sua idade quanto no aumento de um mês de experiência, 0,62 e 0,99
respectivamente.
5. Considerações Finais
Ainda que uma melhor compreensão da situação socioeconômica dos idosos seja
condição necessária não é suficiente para abordar a determinação dos impactos de
mudanças institucionais sobre a aposentadoria e seus efeitos finais sobre os principais
resultados para terceira idade. Para tanto, é preciso uma abordagem mais integrada dos
principais aspectos associados à interação entre velhice e mercado de trabalho nas
regiões brasileiras. O estudo da economia e da previdência social, os motivos da força
de trabalho idosa, além do bem-estar físico e psicológico no envelhecimento, são
fundamentais para uma reflexão contemporânea sobre a condição dos trabalhadores,
suas perspectivas de sobrevivência e qualidade de vida.
Em termos de comparação dos resultados do trabalho, verifica-se que as
habilidades dos trabalhadores têm influência no diferencial salarial dos profissionais
idosos, uma vez que quando considera-se as características não observáveis pela análise
em painel nos grupos ocupacionais analisados no estudo, há uma remuneração mais
baixa para os trabalhadores idosos Técnicos de nível médio, Trabalhadores
agropecuários, florestais e da pesca, e Trabalhadores em serviços de reparação e
manutenção mesmo considerando os atributos produtivos não observados dos
indivíduos.
Através da análise pelo modelo Logit Multinomial constatou-se que a maioria
dos trabalhadores com o grau de instrução superior aos analfabetos apresenta uma
probabilidade negativa quando inserida nos outros quatro tipos de aposentadoria,
comparado com a aposentadoria por tempo de contribuição. Isto aponta que
considerando o nível escolaridade e possíveis novas regras previdenciárias, os
analfabetos poderão ser os mais afetados.
Nesse sentido, para executar reformas na previdência é preciso considerar o
mercado de trabalho brasileiro e as desigualdades entre as regiões, a fim de cumprir o
objetivo de diminuir o déficit da previdência social com responsabilidade econômica e
social das regiões. A decisão por novas regras para aposentadoria causa implicações
sociais e econômicas, se não for considerado os possíveis efeitos poderá causar um
desastre na economia de uma região e uma piora na qualidade de vida da população.
Diante disso, como sugestão para estudos futuros pretende-se estender este trabalho no
âmbito nacional, de modo a realizar análise de comparações entre as regiões.
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6. Referências
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