Demanda demográfica por moradias: um modelo para estimar o estoque e projetar a demanda por habitação

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Demanda demográfica por moradias:

um modelo para estimar o estoque e projetar a demanda por

habitação

Eduardo Luiz Gonçalves Rios-Neto1 Gustavo Henrique Naves Givisiez2 Elzira Lúcia de Oliveira3

Introdução

Não há dúvidas de que a propriedade de uma moradia faz parte do imaginário coletivo da população brasileira. A posse desse bem, entre os estratos populares e médios urbanas no Brasil, constituía um dos principais indicadores de ascensão social. Ainda hoje, a moradia revela o nível social das pessoas residentes, além de trazer consigo referências à independência pessoal, segurança financeira e a perspectiva da transferência do patrimônio para os descendentes.

Na década de 70, um dos maiores desejos da classe média brasileira era adquirir uma moradia (JUNQUEIRA e VITA, 2002). Hoje a aquisição desse ativo ainda faz parte da lista de sonhos de uma parcela significativa da população brasileira, entretanto, atualmente tem perdido importância relativa para a educação, saúde e previdência privada. Esta perda de importância relativa não foi devido à realização do sonho da moradia pela população, mas, em grande parte, devido à deficiência destes serviços supridos pelo Estado. A demanda por residências hoje estaria mais dependente das etapas de ciclo de vida da classe média e pela reposição do estoque de moradias existentes. As classes menos privilegiadas ainda constituem a maior demanda imediata por residências (FJP, 2001) e a dificuldade dessa

1_{Professor do Departamento de Demografia da UFMG. E-mail: eduardo@cedeplar.ufmg.br} 2_{Doutorando em Demografia – CEDEPLAR – UFMG. E-mail: ghnaves@terra.com.br} 3_{Doutoranda em Demografia – CEDEPLAR – UFMG. E-mail: elziralucia@terra.com.br}

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parcela da população em efetivar esta demanda está ligada à estrutura de renda destas classes, dificuldades de acesso aos financiamentos concedidos pelos programas oficiais e a inexistência de uma política habitacional efetiva.

Este estudo estima, para o Brasil, as taxas de chefia de domicílios no período de 1970 a 2000 e, a partir destas, os fluxos de entradas e saídas de domicílios e o estoque de moradias, segundo o sexo e categorias de renda domiciliar. Em uma segunda etapa, os fluxos e os estoques são projetados por meio da tendência observada das taxas de chefia, de crescimento populacional e da variação da estrutura etária, no horizonte de 2000 a 2010.

Metodologia

As FONTEs de dados utilizadas, para o período passado em análise, foram os micro-dados de pesquisas censitárias (Censos Demográficos de 2000, 1991 e 1980 e 1970). As tendências demográficas futuras são obtidas a partir de uma projeção populacional. Foram utilizadas as projeções populacionais por sexo e grupos qüinqüenais de idade elaboradas pelo CEDEPLAR (2001) para todas as unidades da federação (Item 1 da ILUSTRAÇÃO 1), para anos terminados em zero e cinco do período de 1990 a 2020. De acordo com esta projeção estima-se que a população brasileira - que segundo o Censo Demográfico de 1991 foi de 146 milhões - atingirá a marca dos duzentos milhões somente no início da segunda década do século XXI, esperando contabilizar 211,3 milhões de pessoas em 2020 (TAB. 1).

TABELA 1

RESULTADOS DAS PROJEÇÕES PARA OS ANOS 1990/2020, BRASIL, HOMENS E MULHERES

Idades 2005 2010 2015 2020

Menos de 15 anos 50 132 288 50 666 875 51 371 058 50 517 350 15 a 64 anos 120 146 870 129 319 360 136 753 973 144 185 296 65 anos e mais 11 067 480 12 386 048 14 539 634 17 393 112

Total 181 346 638 192 372 283 202 664 665 212 095 758

FONTE: Elaboração dos autores a partir de dados das Projeções Populacionais (CEDEPLAR, 2001)

A projeção da demanda por domicílios faz uso da metodologia das taxas de chefia (Item 2 e 3 da ILUSTRAÇÃO 1). As taxas de chefia, os estoques de moradia e os fluxos de entradas e saídas serão estimados segundo a metodologia proposta por Rodriguez, Curbelo e Martine, (1991), com as devidas adaptações à realidade social e disponibilidade de dados no Brasil.

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ILUSTRAÇÃO 1

ORGANOGRAMA BÁSICO DA PROJEÇÃO

FONTE: Elaboração dos autores

Taxas de chefia

O método das taxas de chefia (headship rate) parte do pressuposto de que o número de domicílios existente em uma população é igual ao número de chefes de domicílio desta mesma população. Os dados necessários para aplicação do método, controlando as taxas por vários atributos sócio-demográficos, podem ser facilmente obtidos por meio dos Censos Demográficos e através de outras pesquisas domiciliares, como por exemplo, a Pesquisa Nacional de Amostra por Domicílios – PNAD.

A taxa de chefia de domicílios (nTx – EQUAÇÃO 1) é formalmente definida pela

porcentagem de pessoas chefes de domicílios ou principais de cada grupo de idade (Rodriguez, Curbelo e Martine (1991). Note-se que a taxa de chefia de domicílio multiplicada pelo contingente populacional correspondente [nNx(t)] produz o número de

domicílios associado a cada grupo de idade [nHx(t)]. Este procedimento possibilita a análise

da dinâmica do estoque de domicílios, pois, para cada período se estabelece: (i) o montante de estoque total e dos grupos de domicílios classificados por idade (EQUAÇÃO 1); e (ii) a quantificação dos fluxos de entrada e saída que alimentam o estoque de domicílio (EQUAÇÃO 2). Conforme pode ser visto na EQUAÇÃO 3, a variação do número de

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domicílios é resultante da aplicação da taxa de chefia correspondente às variações produzidas na população existente em cada grupo de idade, no caso de manter a taxa de chefia constante para projeção de necessidade futura. Assim, a evolução da população e as alterações na estrutura etária constituem variáveis chaves de análise da demanda potencial.

Vale ressaltar que os fluxos brutos de formação e desaparecimento de domicílios (EQUAÇÃO 3), tanto totais quanto desagregados por idade, têm comportamento distinto no que diz respeito a volume e sinal, uma vez que refletem mudanças nas taxas de chefia, além das mudanças na estrutura etária e evolução da população.

Projeção da demanda por domicílios

A metodologia de projeção da demanda por domicílios que faz uso das taxas de chefia de domicílios tem sido a mais utilizada em anos recentes. Se a projeção por idade e sexo estiver adequada, pode-se obter uma razoável projeção do total de domicílios no futuro. Esta metodologia tem uma razoável vantagem sobre outras, pois reflete as mudanças populacionais esperadas da estrutura etária e sexo. Como a construção de uma projeção

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populacional reflete as tendências passadas e futuras na fecundidade, mortalidade e migração, o método pode refletir indiretamente estes três elementos de mudanças populacionais.

Por outro lado, o método não leva em conta a dinâmica da formação, crescimento, contração e dissolução de domicílios e não é capaz de refletir esta dinâmica no estoque total de domicílios no futuro. O número de domicílios no futuro depende ainda de inúmeros fatores inter-relacionados tais como escolhas pessoais, mudanças de comportamento social e individual, como também nos atributos sócio-econômicos dos futuros chefes. A formação de uma nova residência ainda depende de variáveis como renda, emprego e oferta de habitação. A metodologia das taxas de chefia não considera todas estas variáveis uma vez que se trata de um método essencialmente demográfico. No entanto, o método pode responder de forma bastante adequada à necessidade de novas moradias dada à dinâmica demográfica do ciclo familiar.

Não há uma metodologia única para extrapolação das taxas para um período futuro (Item 2 e 3 da ILUSTRAÇÃO 1). Geralmente a tendência observada no período mais recente tem sido a base para estimar os valores no futuro, e os resultados são satisfatórios desde que a população apresente uma razoável estabilidade de padrões. Mas, não se pode afirmar, a priori, que a variação no estoque de domicílios seja devida somente à variação do estoque populacional e variação na estrutura etária. Nas três seções que se seguem serão elaborados (i) a decomposição da variação do estoque de domicílios, como forma de justificar a necessidade de se projetar a tendência das taxas de chefia, (ii) a justificativa do uso de uma metodologia demográfica para a projeção das taxas de chefia; e (iii) a descrição da metodologia de projeção propriamente dita.

Decomposição dos efeitos na variação do estoque total de domicílios

A estrutura etária e o tamanho da população podem contribuir de forma significativa nesta variação. A decomposição da variação do total de domicílios, segundo três efeitos, (tamanho da população, estrutura etária e taxa), detecta se é prudente manter uma taxa constante para se estimar uma demanda futura por domicílios ou se é recomendável projetar uma taxa seguindo uma tendência temporal.

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Para esta decomposição o estoque total de domicílios, no ano t, foi representado pela EQUAÇÃO 4, sendo que o mesmo pode ser desmembrado segundo as taxas de chefia ( ) e a estrutura etária da população ( ). A variação total no estoque, por sua vez, é representado pela EQUAÇÃO 5. O desenvolvimento da EQUAÇÃO 5, a partir da padronização pela população no ano t (ou no ato t-10) desagrega os efeitos da variação pela população, taxas e estrutura etária (EQUAÇÃO 6).

t x

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A decomposição foi realizada considerando as estruturas do início do período de variação. A TAB. 2 que contém a decomposição em relação ao fim do período revela que a maior parcela da variação no estoque de domicílios é devida a mudança no tamanho da população (99,35% em 70-80; 87,64% em 80-90 e 86,12% em 90-2000). Esta perda de participação relativa do tamanho da população reflete a desaceleração da taxa de crescimento populacional. A estrutura etária contribui com 1,68%, 15,38% e 8,83% para os períodos 1970-1980, 1980-1990 e 1990-2000, respectivamente, do total ta variação. O comportamento da participação da estrutura etária na variação total dos domicílios reflete a instabilidade pela qual vem passando a estrutura etária da população brasileira, desde o início da queda da fecundidade. A taxa de chefia, por sua vez, tem uma participação negativa de 1,03% e 3,61% nos períodos de 1970-1980 e 1980-1990, nesta ordem, passando para uma participação positiva de 5,05% no período de 1990-2000. Isto significa que se fosse considerada um taxa constante para se estimar o estoque de domicílios nos dois períodos de participação negativa, se superestimaria em 1,03% e 3,61% o número de domicílios necessários. Por outro lado, considerando a participação positiva, a projeção de demanda com taxas constantes, subestimaria o número de domicílios em 5,05%.

TABELA 2

DECOMPOSIÇÃO DA VARIAÇÃO DO ESTOQUE DE DOMICÍLIOS POR PERÍODOS, EM VALORES ABSOLUTOS E RELATIVOS, SEGUNDO O EFEITO TAMANHO DA POPULAÇÃO, EFEITO TAXA E

EFEITO ESTRUTURA ETÁRIA. BRASIL, 1970, 1980, 1990 E 2000.

Período 1970-1980 1980-1990 1990-2000

Efeito Absoluto % Absoluto % Absoluto %

População 6.732.726 88,49% 11.388.014 91,41% 6.113.532 83,92% Taxa 781.930 10,28% -238.859 -1,92% -38.780 -0,53% Etária 94.046 1,24% 1.308.399 10,50% 1.210.409 16,61%

Total 7.608.702 100,00% 12.457.553 100,00% 7.285.162 100,00%

FONTE: Elaboração dos autores a partir de dados do Censo Demográfico 1970, 1980, 1991 e 2000 (IBGE) e Projeções Populacionais (CEDEPLAR, 2001)

NOTA: Padronização pela estrutura etária e estrutura de taxas de chefia no fim do período.

Tanto a superestimação quanto a subestimação, se traduzem em números significativos quando utilizados como insumos de estimativa para investimento, seja na esfera pública ou privada. Sendo assim, para se obter estimativas de demanda mais precisas, seria indicado projetar alguns cenários de taxa de chefia a fim de minimizar os erros provenientes do efeito taxa.

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Taxas de chefia na perspectiva de idade-período-coorte

As etapas do ciclo de vida pelos quais passam todos os indivíduos de uma população condicionam demandas diferenciais ao longo das idades, e justificam o uso de um método demográfico para estimativas de demanda por domicílios. Em regra geral, os indivíduos nascem em domicílios já constituídos, no qual existe um chefe e demais moradores que possuem algum tipo de relação com este. Então, o evento demográfico nascimento, no primeiro momento, não produz nenhum efeito sobre o quantum de moradias necessárias, no entanto o nascimento de hoje produzirá um incremento na necessidade de moradias alguns anos mais tarde, quando este indivíduo estiver alçando seus próprios vôos. Este indivíduo pode formar um novo domicílio em virtude de migração devido a estudos ou trabalho, e, neste caso, a regra geral é residir em domicílios que, na maioria dos casos já estão constituídos e já possuem um chefe, como exemplo pode-se citar as “repúblicas de estudantes” muito comuns no Brasil. A migração em função de trabalho também pode ser direcionada para domicílios já constituídos. A entrada no mercado de trabalho pode também gerar um novo domicílio devido a saída do jovem da casa dos pais pela autonomia financeira. A formação de novos domicílios pode ainda se dar via desdobramento de domicílios constituídos por mais de uma família ou por divórcios e separações4 e também pela constituição de uma nova família fora da unidade domiciliar original de ambos os membros, seja por matrimônio ou qualquer outra modalidade de união.

A coorte da qual este indivíduo é membro também poderá influenciar de forma significativa o ritmo de criação de novos domicílios. Determinadas coortes de nascimento podem compartilhar como característica comum o fato de ser muito numerosa, ou ainda vivenciar uma mudança cultural na idade ao casamento. Pode ainda compartilhar experiências adversas que moldem o comportamento reprodutivo e condicione o tamanho médio de famílias, além de muitas outras experiências que podem produzir algum efeito sobre a questão da necessidade de novas moradias.

4_{No Brasil, em muitos casos os processos de divórcio e separações não constituem um desdobramento de}

domicílios, pois acontece de forma recorrente de um dos cônjuges retornar ao domicílio dos pais, onde permanecem até uma nova união.

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Uma outra dimensão que envolve o indivíduo em suas decisões é o período que, de alguma forma reflete a influência do cenário econômico sobre as demandas individuais. Em cenários recessivos, de baixa atividade econômica, altas taxas de desemprego e outros fatores condicionados pelas decisões de política macroeconômica podem impactar de forma significativa a formação de novos domicílios. Em presença de um cenário econômico desfavorável os indivíduos podem adiar a decisão de constituir uma nova família, ou podem continuar residindo no mesmo domicílio no caso de uma união. Sendo isto verdade, mesmo que o indivíduo constitua família ele não necessariamente se tornará chefe de domicílio se continuar residindo na casa dos pais, o que pode constituir uma parcela de uniões que não constituirão de imediato uma demanda por novas moradias.

A análise dos eventos demográficos tais como nascimento, casamento e migração conta a história dos indivíduos, desde o nascimento até a morte passando por todas as etapas do ciclo de vida. Esta história não envolve apenas as mudanças de idade, concomitantemente ao processo biológico de envelhecimento relacionado à idade, os indivíduos estão inseridos em uma determinada sociedade em uma determinada época. As pessoas afetam e são afetados pelos acontecimentos de sua época, e, na maioria das vezes as pessoas são o motor dos acontecimentos. Neste sentido, as pessoas, enquanto vivem, escrevem a sua história e a história das mudanças sociais que imprimem uma marca característica a todos os indivíduos daquela época. Por isso, além da idade a análise dos processos demográficos não podem ignorar o período e a coorte.

A taxa de chefia de domicílios depende da idade, do período e da coorte. Ela depende da idade porque os eventos que levam um indivíduo a se tornar chefe de domicílio estão fortemente correlacionados com a idade. Ela depende do período porque as incertezas e flutuações relacionadas ao ambiente econômico mudam o risco de entrada e saída da chefia de domicílio, fazendo um indivíduo adiar ou antecipar decisões que o levam à chefia de domicílio. Ela depende da coorte porque os padrões culturais prevalentes no passado afetam cada coorte de maneira particular que as torna única em seus padrões de entrada e saída da chefia de domicílios.

Nesta perspectiva, a análise de processos demográficos ou mudança social podem envolver três níveis distintos: (i) análise “cross-section” (efeitos de período); (ii) análise longitudinal (efeitos

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de idade) e (iii) defasagem temporal. Na análise “cross-section” o período é fixado enquanto idade e coorte variam, desta forma as diferenças “cross-section” entre os grupos etários não são apenas o resultado de processos de idade, mas também o resultado de diferenças de coorte.

É possível calcular taxas de chefia para um dado período ou para uma dada coorte, dependendo das interações entre estas três dimensões: idade, período e coorte. Um modelo idade-período – IP permite calcular taxas de chefia específicas para cada período, um modelo idade-coorte - IC, por sua vez, permite o cálculo dessas taxas para cada coorte. Entretanto, um modelo completo idade-período-coorte - IPC, por configurar uma identidade5, só permite decompor a importância relativa de cada uma das três dimensões que envolvem o processo demográfico, mediante algumas estratégias empíricas.

Sendo possível estimar um modelo IPC, ao fixar-se o componente P do modelo, o efeito combinado IC produziria uma estimativa da taxa de chefia de período. Ao fixar-se o componente C do modelo, o efeito combinado IP produziria uma estimativa da taxa de chefia de coorte. Por outro lado, os coeficientes estimados para I, P e C produziriam os impactos puros destes vetores sobre as taxas de chefia de domicílios.

Uma das vantagens da estimativa de um modelo empírico aos dados de taxas específicas de chefia é a possibilidade de extrapolar previsões futuras de comportamento dessas taxas a partir dos parâmetros estimados numa equação do modelo IPC. Existem evidências empíricas indicando o uso potencial deste modelo de estimativas em técnicas projetivas (RIOS-NETO & OLIVEIRA, 1999).

Estimados os parâmetros, o problema consiste em estabelecer tendências futuras para as taxas de chefia à luz desses parâmetros. A projeção de taxas de chefia a partir de cenários estabelecidos por meio dos resultados dos coeficientes estimados pelo modelo IPC, permitem um cálculo mais acurado da demanda futura por novos domicílios.

5_{As variações de idade e período definem a coorte; as variações de período e de coorte definem a idade e as}

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Projeção pelo modelo Idade-Período-Coorte (IPC)

A taxa de chefia de homens e mulheres é afetada pelas três dimensões que envolvem a análise demográfica: idade-período-coorte. Propõe-se para estimar demanda futura de estoque de domicílios necessários, o Modelo idade-período-coorte, que permite estimar padrões de taxas de chefia levando-se em consideração os efeitos puros e combinados destas três dimensões. A partir destes padrões estimados, podem-se estabelecer cenários de projeção para a taxa de chefia no futuro e assim estimar o estoque de domicílios isentos do efeito taxa, que pode acarretar em erros de subestimação ou superestimação de demanda, conforme demonstrado na seção própria.

Os modelos idade-período-coorte são utilizados por um grande número de pesquisadores, dispõem os dados em tabelas cruzadas de idade por período, coorte por período ou coorte por idade. Uma das estruturas é a de múltiplo cross-section que trabalha com idade por período, ou uma matriz I x J, na qual o espaçamento das I categorias de idade é igual às diferenças interperíodo. Desta forma K=I+J-1 diagonais da matriz correspondem às coortes de nascimento. O modelo básico foca em algum parâmetro associado à variável resposta, o que resulta em um modelo convencional linear.

Assim, tem-se , onde E é o valor esperado de Y, tratado como uma variável aleatória, ou , onde p é a probabilidade de Y=1, sendo Y uma variável randômica dicotômica. Pode-se expressar θ como uma função linear dos efeitos idade, coorte e período.

) (Y E = θ )) 1 /( log(P −P = θ p= pr(Y =1)

Sendo que os α´s _{representam os efeitos associados à idade, os π´}s_{os efeitos de}

período e os γ´s_{os de coorte. A EQUAÇÃO 7 está sujeita à seguinte restrição:}

A restrição acima é importante porque configura um problema de identificação, uma vez que I (idade) = P (período-ano) – C (coorte – ano de nascimento). É comum na literatura resolver este problema por meio da imposição de uma ou mais restrições lineares sobre qualquer variável independente. Uma solução possível adotada neste trabalho é

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restringir como iguais os dois coeficientes das coortes mais velhas da série, o que tende a ser um pressuposto aceitável quando não há mudanças substanciais no passado.

No modelo IPC os dados são tabulados como em uma tabela de contingência na qual a linha representa a idade do indivíduo, a coluna o período e cada célula da tabela representa a trajetória de determinada coorte entre a idade e o período. Os componentes - idade, período e coorte - nos modelos topológicos são tratados como variáveis categóricas.

Desta forma, os períodos (P) são identificados por 1 a 4, começando do período mais recente ao mais antigo. A idade (I) foi identificada por 1 a 6, representando os nove grupos etários decenais em ordem decrescente de idade. As coortes (C) foram identificadas segundo a TAB 3, neste caso, a coorte mais jovem é identificada por 1 e a mais velha por 9. Em síntese, o modelo que se pretende estimar é constituído por 4 categorias de período, 6 de idade e 9 de coorte.

Para estimar os coeficientes IPC, ou seja, estimar os efeitos da idade, do período e da coorte sobre o padrão das taxas de chefia de foi utilizado o modelo de regressão logística, que integra o grupo dos modelos lineares generalizados6. A estimação dos parâmetros foi feita utilizando os modelos lineares generalizados com função de ligação logit e distribuição binomial, para os três indicadores considerados. A escolha do modelo logit se deve à forma dos indicadores analisados serem proporções que variam de 0 a 1. Funções lineares podem extrapolar os valores ajustados além destes limites, o que poderia trazer problemas no caso de projeção das taxas.

TABELA 3

MATRIZ DE COORTE – POR IDADE E PERÍODO

Período 1970 1980 1990 2000 Idade 4 3 2 1 15-24 6 C4 C3 C2 C1 25-34 5 C5 C4, C3 C2 35-44 4 C6 C5 C4 C3 45-54 3 C7 C6 C5 C4 55-64 2 C8 C7 C6 C5 65+ 1 C9 C8 C7 C6

FONTE: Elaboração dos autores.

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Resultados

As taxas de chefia, para ambos os sexos, segundo grupos qüinqüenais de idade (15 a 19 anos até 95 anos e mais) estimadas a partir dos dados dos censos de 1970, 1980, 1990 e 2000 encontram-se no GRAF 1. Observa-se que as taxas de chefia do sexo masculino apresentam uma suave, mas progressiva, queda para o grupo etário compreendido pelas idade de 25 a 45 anos entre 1970 e 1990. Já, para os grupos etários acima de 45 anos, observa-se uma elevação progressiva das taxas de chefia para todo o período analisado. Já em 2000, relativamente a 1990 verifica-se uma queda mais acentuada para o grupo etário compreendido entre os 25 e 65 anos de idade e um crescimento no grupo etário compreendido entre os 65 e 85 anos de idade nos anos de 1990 e 2000.

TAXAS DE CHEFIA, POR GRUPO ETÁRIO, SEGUNDO PERÍODO E SEXO DO CHEFE. BRASIL, 1970, 1980, 1990 E 2000

GRÁFICO 1 – HOMENS GRÁFICO 2 - MULHERES

No que se refere às taxas de chefia de domicílio para o sexo feminino no mesmo período nota-se um crescimento consistente a cada década com pico acentuado por volta dos 70 anos de idade. Este aumento das taxas de chefia femininas pode ser explicado pelas circunstâncias que envolvem mudanças comportamentais no que se refere à autonomia feminina e participação no mercado de trabalho, assim como pela maior mortalidade entre os homens, sendo que uma parcela considerável da chefia feminina a partir de uma determinada idade pode se tratar de mulheres viúvas. Parte deste aumento pode também ser atribuído ao aumento no número de separações e divórcios que resultam na formação de um

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novo domicílio no qual a mulher é a pessoa de referência e arca com o ônus principal da criação dos filhos.

As diferenças observadas nos padrões são consistentes: (i) as taxas de chefia da população total demonstram uma tendência de aumento relativo nas últimas três décadas, que é coerente com a queda da fecundidade e a conseqüente diminuição do tamanho médio dos domicílios; (ii) nas últimas três décadas, as taxas de chefia da população masculina tiveram uma tendência de queda e as taxas femininas tiveram uma tendência forte de crescimento, ou seja, o aumento da taxa total da população se deve principalmente ao aumento dos domicílios chefiados por mulheres; (iii) por fim, demonstra que a parcela da população masculina que é chefe apresentou uma tendência de queda significativa enquanto a parcela da população feminina que é chefe de domicílio apresentou uma forte tendência de aumento. É um comportamento coerente com a dinâmica demográfica da população brasileira nas últimas quatro décadas. Este resultado demonstra a importância cada vez maior da questão de gênero ou “feminização” da demanda por habitação, indicado pelo aumento no peso da chefia feminina.

Fluxos de entrada e saída de domicílios

Os fluxos de entrada e saída, para o Brasil, são apresentados nos GRAF. 3 e 4, a seguir. Diferentemente do caso espanhol discutido por Rodriguez, Curbelo e Martin (1991), o volume de entradas e os fluxos líquidos apresentam valores parecidos no caso brasileiro, devido à ausência de saídas.

A análise dos fluxos de entrada e saídas de domicílios chefiados por indivíduos do sexo masculino revela que os fluxos de entrada são crescentes para os primeiros grupos etários, no entanto, registra-se uma mudança de nível padrão a cada década. Entre 1980 e 1970 verifica-se um pico acentuado na idade de 25 anos. Entre 1990 e 1980 o pico se desloca para a idade de 35 anos, no entanto insinua-se a formação de um platô entre as idades de 30 e 39 anos. Entre 2000 e 1990 o pico se desloca para a idade de 45 anos e mantém-se a tendência de formação do platô a partir dos 30 anos. De fato, trata-se, em todos os períodos, da coorte dos nascidos entre 1945-1955 que é uma coorte nascida em um regime de alta fecundidade e com mortalidade em queda.

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Em todos os períodos verifica-se também um leve pico nas idades mais avançadas (65 anos entre 1980 e 1970; 60 entre 1990 e 1980 e 70 entre 2000 e 1990). Os fluxos de saída são verificados apenas a partir dos 95 anos de idade.

O padrão e o nível dos fluxos de chefia femininos são bastante distintos dos verificados para o sexo masculino. Identifica-se um expressivo aumento no número de domicílios entre 2000 e 1990 relativamente aos demais períodos analisados, com a tendência de formação de um padrão bimodal iniciando-se entre 1990 e 1980 com pico aos 35 e 60 anos e entre 2000 e 1990 aos 40 e 70 anos.

FLUXO DE ENTRADA E SAÍDA DE DOMICÍLIOS, POR GRUPO ETÁRIO, SEGUNDO PERÍODO. BRASIL, 1970-80, 1980-90, 1990-2000, 2010-2020

GRÁFICO 3 - HOMENS GRÁFICO 4 - MULHERES

Classificação dos domicílios segundo renda per capta domiciliar

Como critério de linha de pobreza, adotou-se o limite de ½ salário mínimo per capta. Desta maneira, os domicílios com renda per capta menor ou igual a meio salário mínimo foram considerados como abaixo da linha da pobreza. O uso de múltiplos de salários mínimos como Linha de Pobreza, apesar de comum na literatura, é desaconselhado nos casos de disponibilidade de informações sobre a estrutura de consumo das famílias. Entretanto, esta informação não estava disponível durante a execução deste trabalho7. Neste

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exercício foi utilizado o salário mínimo nominal. Reconhecidamente, há limitações decorrentes da variação do poder de compra do salário mínimo no período, mas, ainda assim, acredita-se que os resultados produziram valores coerentes com a história econômica do período.

TABELA 4

TOTAL DE DOMICÍLIOS E DA POPULAÇÃO RESIDENTE POR CATEGORIA DE RENDA PER CAPTA DOMICILIAR, SEGUNDO PERÍODO. BRASIL, 1970, 1980, 1990 E 2000

1970 1980 Domicílios População Domicílios População

Categoria de Renda Absoluto % Absoluto % Absoluto % Absoluto %

Renda <= 0,5 SM pc 11859092 70% 69076910 76% 10132414 41% 56090702 48% Renda > 0,5 SM pc 5097888 30% 21393949 24% 14595670 59% 59695422 52%

Total 16956980 100% 90470859 100% 24728084 100% 115786124 100%

1990 2000 Domicílios População Domicílios População

Categoria de Renda Absoluto % Absoluto % Absoluto % Absoluto %

Renda <= 0,5 SM pc 17227322 46% 82044485 52% 12058052 27% 55684055 33% Renda > 0,5 SM pc 19896935 54% 74438557 48% 33018165 73% 113909872 67%

Total 37124257 100% 156483042 100% 45076217 100% 169593927 100%

FONTE: Elaboração dos autores a partir de dados do Censo Demográfico 1970, 1980, 1991 e 2000 (IBGE).

PROPORÇÃO DE DOMICÍLIOS, POR CATEGORIA DE POBREZA, SEGUNDO PERÍODO. BRASIL, 1970, 1980, 1990 E 2000

GRÁFICO 5 – RENDA PER CAPTA DOMICILIAR ABAIXO DE ½ SALÁRIO MÍNIO

GRÁFICO 6 – RENDA PER CAPTA DOMICILIAR MAIOR OU IGUAL A ½ SALÁRIO MÍNIMO

FONTE: Elaboração dos autores a partir de dados do Censo Demográfico 1970, 1980, 1991 e 2000 (IBGE).

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Resultados da projeção do estoque de domicílios e do fluxo

A projeção do estoque de domicílios e de seu fluxo será feita separadamente para cada sexo e, conforme detalhado acima, consistirá na projeção demográfica e na projeção da taxa de chefia por idade e sexo. Dado a projeção demográfica para o período de 2005, 2010, 2015 e 2020, serão aplicadas taxas de chefia segundo vários cenários. O primeiro cenário básico é a manutenção da taxa de chefia como fixa nos níveis observados no ano 2000. Em seguida, haverá uma projeção das taxas por 2 métodos diferente, com ênfase no método IPC. A projeção das taxas de chefia pelo método IPC deverá contemplar cenários de tendências para os componentes de período e de coorte.

Os mesmos métodos aplicados para a projeção das taxas de chefia podem ser aplicados para grupos de chefia, como o caso da taxa por idade de aglomerados sub-normais, ou qualquer outro indicador de precariedade domiciliar ou auto-construção.

TABELA 5

TOTAL E FLUXOS DE ENTRADA E SAÍDA DE DOMICÍLIOS, OBSERVADOS E PROJETADOS. BRASIL, 1970 A 2010.

Estoque Total Homens Mulheres Total

1970 15.387.719 2.135.773 17.523.491 1980 21.552.524 3.579.669 25.132.193 1990 30.910.983 6.678.764 37.589.747 2000 33.723.123 11.151.785 44.874.908 2005 (Taxa fixa) 37.025.856 12.218.732 49.319.038 2010 (Taxa fixa) 41.369.018 13.896.847 55.265.865 2010 (IPC) 43.710.493 16.184.219 59.894.712

Fluxo Total Homens Mulheres Total

1970-1980 6.164.806 1.443.896 7.608.702 1980-1990 9.358.459 3.099.095 12.457.553 1990-2000 2.812.140 4.473.021 7.285.162 2000-2010 (Taxa fixa) 7.645.894 2.745.062 10.390.956

2000-2010 (IPC) 9.987.370 5.032.434 15.019.804

Projeção da taxa de chefia, segundo categorias dos domicílios.

As taxas de chefia seguintes são cotejadas por renda domiciliar per capta, separando o grupo maior e menor ou igual a meio salário mínimo nominal. O GRAF. 7 demonstra que, seguida as tendências observadas no período analisado haverá uma pequeno redução na proporção de domicílios com renda inferior a ½ salário mínimo a partir da idade 35 anos

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para homens. Entretanto, no caso dos domicílios chefiados por homens abaixo de 35 anos, se seguida a tendência verificada no período, aumentará a proporção daqueles com renda per capta inferior a ½ salário mínimo representada pela distancia entre 2000 e 2010 no GRAF. 7 . Adicionalmente, cabe ressaltar que este aumento dos domicílios abaixo deste limite de pobreza deverá ser ainda maior no caso das mulheres conforme a distancia acentuada verificada entre 2000 e 2010, até a idade de 35 anos (GRAF. 8).

TABELA 6

PROJEÇÃO DO TOTAL DE DOMICÍLIOS POR CATEGORIAS DE RENDA E SEXO, SEGUNDO GRUPO DE IDADE. BRASIL 2010.

Renda Inferior a 1/2 salário mínimo Renda Superior a 1/2 salário mínimo

Grupo de Idade Homens Mulheres Total Homens Mulheres Total

15 a 24 anos 807.732 164.185 971.917 1.794.450 422.152 2.216.602 25 a 34 anos 2.855.439 582.487 3.437.925 8.327.834 1.815.227 10.143.061 35 a 44 anos 2.333.369 618.770 2.952.139 8.631.264 2.912.702 11.543.966 45 a 54 anos 1.336.481 417.475 1.753.956 7.472.647 3.290.345 10.762.992 55 a 64 anos 761.685 277.432 1.039.117 5.081.689 2.695.659 7.777.348 65 anos ou mais 615.683 278.648 894.331 3.692.220 2.709.138 6.401.358 Total 8.710.389 2.338.996 11.049.385 35.000.104 13.845.223 48.845.327

PROPORÇÃO DE DOMICÍLIOS COM RENDA SUPERIOR A ½ SALÁRIO MÍNIMO ESTIMADOS E PROJETADA, SEGUNDO PERÍODO E SEXO. BRASIL, 1980, 1990 E 2000

GRÁFICO 7 – HOMENS GRÁFICO 8 – MULHERES

Considerações Finais

O trabalho demonstrou a viabilidade da aplicação de um modelo demográfico para a estimação da demanda por habitações no Brasil. No desenvolvimento da pesquisa, que deu

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origem a este artigo, os estoques e fluxos de domicílios foram projetados para as unidades da federação do Brasil e para duas regiões metropolitanas (Recife e Curitiba), entretanto, do devido a grande volume de dados e gráficos gerados não foram contemplados no escopo deste artigo.

É importante ressaltar que o vetor chave para estimativas desta natureza é a existência de uma projeção demográfica confiável. Outro vetor de importância relevante é a projeção da taxa de chefia domiciliar por sexo e idade. A combinação destes dois vetores determina a demanda por domicílios com grande probabilidade de acerto, uma vez que, conforme observado, as variações nos padrões de chefia de domicílios é lenta e progressiva, e conseqüentemente, com algum grau de previsibilidade.

Um ponto não menos trivial associa-se à tentativa de combinar esta projeção da demanda domiciliar controlando pela qualidade dos domicílios. Neste trabalho em particular, optou-se pelo corte de renda per capta domiciliar, cuja projeção da demanda foi viabilizada por meio dos modelos de regressão binomiais cujas variáveis explicativas foram as dimensões demográficas Idade, Período e Coorte.

Um resultado que chama atenção e pode ser o ponto de partida para políticas focalizadas é a crescente demanda por domicílio femininos associada a baixa renda. Não só aumenta o número de mulheres que chefiam os domicílios e cuidam das necessidades materiais dos filhos, como também este número está entre as mulheres mais jovens e nos domicílios mais pobres. Também entre os homens a demanda entre os estratos mais pobres concentra nos mais jovens, abaixo de 35 anos.

Um que deve ser levado em consideração para associação de políticas sociais é como e quando estes homens e mulheres jovens estão transitando entre etapas importantes do ciclo de vida que podem ser determinantes na condição e mobilidade social ao longo da vida. Ou seja, estes indivíduos estão freqüentando a escola, onde adquirem sua primeira bagagem de capital humano, depois entram no mercado de trabalho e o aperfeiçoam com a experiência adquirida para depois partir para a formação de família que já pressupõe uma autonomia financeira? Ou, estão passando por estas etapas de forma desordenada, abandonando a escola formal em favor do mercado de trabalho e pela entrada precoce no processo de formação de família? Embora a maior parte dos estudos ignoram estas

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inter-relações um processo pode desencadear o outro e têm impacto direto sobre a demanda e a qualidade da demanda por moradias.

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