A nupcialidade legal no Brasil e nas Grandes Regiões: uma análise utilizando tábuas de vida de múltiplos-estados

A nupcialidade legal no Brasil e nas Grandes Regiões: uma

análise utilizando tábuas de vida de múltiplos-estados

Bruno F. Cortez1 Aída V. Lazo2 Maysa S. de Magalhães2

Palavras-chave: nupcialidade legal; tábuas de vida de múltiplos estados

Resumo

Os estados civil e conjugal da população são importantes variáveis em estudos demográficos. Da mesma forma, a transição entre estes estados, ou seja, os padrões de formação e dissolução de uniões servem como indicadores da estrutura social da população e de seu potencial de crescimento.

Estudos envolvendo estatísticas descritivas fornecem um panorama geral dos padrões atuais de nupcialidade, assim como mensuram estas mudanças ao longo do tempo. Por outro lado, algumas perguntas, tais como: qual a expectativa de vida em cada estado civil da população, dentre muitas outras, não são tão fáceis de serem respondidas. Neste sentido, tábuas de vida são ferramentas eficazes para a análise de fenômenos demográficos que podem ser observados em termos de uma coorte.

Neste artigo são construídas tábuas de vida de múltiplos estados, com o intuito de se analisar a nupcialidade legal, tanto para o Brasil, quanto para cada uma das cinco Grandes Regiões (Norte, Nordeste, Sudeste, Sul e Centro Oeste), dividindo-se a população por sexo. As coortes hipotéticas são expostas às taxas de mortalidade, casamento, divórcio, separação judicial e viuvez, calculadas com base no Censo Demográfico 2000 e nas Estatísticas do Registro Civil do mesmo ano. O modelo de múltiplos estados considera o estado civil da população e as possíveis transições entre os mesmos.

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Trabalho apresentado no XVI Encontro Nacional de Estudos Populacionais, realizado em Caxambu- MG – Brasil, de 29 de setembro a 03 de outubro de 2008.

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Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística - IBGE

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A nupcialidade legal no Brasil e nas Grandes Regiões: uma

análise utilizando tábuas de vida de múltiplos-estados

Bruno F. Cortez1 Aída V. Lazo2 Maysa S. de Magalhães2

1. Introdução

Os estados civil e conjugal da população são importantes variáveis em estudos demográficos. Atividades econômicas ou mesmo normas sociais, particularmente para as mulheres, estiveram por muito tempo fortemente ligadas com estas variáveis. Atualmente, apesar de menor, esta ligação ainda existe, bem como o volume populacional em cada categoria conjugal tem impactos diferenciados nos benefícios de seguridade social, assim como em outras áreas das políticas públicas (Lazo, 2002, p.2). Da mesma forma, a transição entre estes estados, ou seja, os padrões de formação e dissolução de uniões servem como indicadores da estrutura social da população e de seu potencial de crescimento.

Tradicionalmente, o tema da nupcialidade possui uma ligação mais estreita com o da fecundidade. Por muito tempo considerou-se a idade da mulher, no momento do primeiro casamento, como o início efetivo de sua exposição ao risco de engravidar e ter filhos. Assim, o ingresso tardio da mulher no casamento, representava uma das formas de controle da natalidade. Atualmente, porém, este tipo de relação não pode mais ser considerada válida para grande parte dos países, sobretudo para os países ocidentais, onde se tem amplo acesso a meios anticoncepcionais mais modernos e eficientes. Isso não quer dizer, no entanto, que as taxas de fecundidade tenham deixado de sofrer influência do estado civil ou conjugal das mulheres. O fato é que a existência de casamento legal não é mais condição primordial para a ocorrência de nascimentos, assim como o ingresso tardio no casamento, hoje em dia, está ligado fundamentalmente a escolhas pessoais de ordem econômica ou social.

Estas acentuadas mudanças de comportamento e, por conseguinte, de padrões nupciais observados nas últimas décadas, que repercutem em questões sociais mais amplas, trazem consigo uma nova dimensão e importância para o estudo do tema da nupcialidade. E, se por um lado, estudos envolvendo estatísticas descritivas, podem fornecer um panorama geral dos padrões atuais de nupcialidade, assim como mensuram estas mudanças ao longo do tempo, por outro lado, algumas perguntas tais como: qual a expectativa de vida em cada estado civil da população, qual a probabilidade de um casamento terminar em divórcio, dentre muitas outras, não são tão fáceis de serem respondidas.

Neste sentido, Schoen (1974) argumenta que as tábuas de vida são ferramentas eficazes para a análise de fenômenos demográficos que podem ser observados em termos de uma coorte. Especificamente, as tábuas de vida de múltiplos estados permitem estudos considerando-se mais de um estado ativo (ou transiente), e também a possibilidade de

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Trabalho apresentado no XVI Encontro Nacional de Estudos Populacionais, realizado em Caxambu- MG – Brasil, de 29 de setembro a 03 de outubro de 2008.

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Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística - IBGE

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transição dos membros da coorte considerada entre os estados propostos. Neste artigo, serão construídas tábuas de vida de múltiplos estados, com o intuito de se analisar a nupcialidade legal, tanto para o Brasil, quanto para cada uma das cinco Grandes Regiões (Norte, Nordeste, Sudeste, Sul e Centro Oeste), dividindo-se a população por sexo. Assim, serão consideradas doze coortes hipotéticas, expostas às taxas de mortalidade, casamento, divórcio, separação judicial e viuvez, calculadas com base no Censo Demográfico 2000 e nas Estatísticas do Registro Civil do mesmo ano.

A nupcialidade legal consiste dos casamentos realizados no âmbito civil, civil e religioso, das separações judiciais e divórcios legais. Portanto as tábuas de vida consideradas não incluem os casamentos no âmbito religioso, as uniões consensuais e as separações não judiciais, os quais são eventos não cobertos pelas Estatísticas do Registro Civil. Então, o modelo de múltiplos estados de nupcialidade legal utilizado neste artigo considerará o estado civil da população, e as possíveis transições entre os mesmos, disponíveis no Registro Civil. Assim, tomando por base as cinco categorias, para esta variável, reconhecidas pelo Censo, é possível esquematizar o modelo conforme a Figura 1.

Figura 1 – Modelo de múltiplos estados de nupcialidade legal

De acordo com a Figura 1, verifica-se que o estado inicial é sempre o de solteiro e as setas indicam o sentido das transições. Assim, a primeira transição possível é para o estado de casado ou para o estado absorvente (morto). Por outro lado, uma pessoa casada pode passar para o estado de separado judicialmente, divorciado, viúvo, ou falecer neste estado. Observa-se ainda que, pela legislação brasileira, é possível uma pessoa divorciada ou viúva casar-se novamente, contudo uma pessoa separada judicialmente necessita da obtenção do divórcio antes de poder contrair uma nova união legal. Este modelo define, então, a quantidade de estados, bem como quantas e quais transições são possíveis entre os mesmos.

Assim, este artigo tem como objetivo aprofundar o estudo da nupcialidade legal no Brasil, utilizando o método das tábuas de vida de múltiplos estados. Além disso, mais especificamente uma das contribuições deste trabalho é utilizar um método de cálculo mais refinado, duração média na transição (mean duration at transfer), na estimação média de anos vividos em um intervalo de idade para pessoas que morrem neste intervalo. Este método é indicado por Schoen (1988) para dados com intervalos qüinqüenais de idade, que são os

intervalos considerados neste manuscrito, em vez do método mais usual e simples (linear) mais apropriado para intervalos pequenos.

2. Correção e ajuste dos dados

As fontes de dados básicas utilizadas são as estatísticas do Registro Civil do ano 2000 e as informações disponíveis no Censo Demográfico do mesmo ano. De fato, desde a extinção dos quesitos referentes ao tema de nupcialidade nas Pesquisas Nacionais por Amostra de Domicílios (PNAD), a partir de 1996, o Censo e o Registro Civil tornaram-se praticamente as únicas fontes de dados para o estudo deste tema.

Das estatísticas do Registro Civil obtiveram-se os dados referentes aos registros de óbitos e casamentos, que são informados pelos Cartórios de Registro Civil de Pessoas Naturais, e das separações judiciais e divórcios declarados pelas Varas de Família, Foros ou Varas Cíveis. As informações disponíveis sobre o estado civil da população na data de referência do Censo foram obtidas do Censo Demográfico 2000. Entretanto, com os dados disponíveis no Censo e Registro Civil do ano 2000, não é possível aplicar diretamente a metodologia das tábuas de vida de múltiplos estados, que será descrita na seção 4. Alguns dados obtidos destas pesquisas necessitam de correções ou ajustes.

Os dados referentes aos registros de casamentos, separações judiciais e divórcios disponíveis no Registro Civil e que foram utilizados neste artigo, não sofreram correções, pois são informações oficiais sobre os casamentos e suas dissoluções legais para o ano 2000. Por outro lado, nem todos os óbitos ocorridos no país são registrados. Assim, o problema de não registro faz com que surja a necessidade de utilização de fatores de correção na distribuição e volume dos óbitos, a fim de torná-los mais próximos da realidade. Deve-se ainda levar em conta que, no Brasil, a qualidade da cobertura do registro de óbitos difere por regiões, assim como por sexo e idade.

Os fatores de correção de óbitos utilizados foram calculados por Albuquerque (2005), sendo que a seleção da metodologia aplicada para a obtenção desses fatores de correção do sub-registro de óbitos foi uma combinação de duas metodologias: Growth Balance, e Courbage e Fargues (1979).

Deve ser ressaltado que no Registro Civil não existe registro de viuvez, ou seja, não há registro contínuo que contabilize a transição do estado de casado para viúvo. Então, para se estimar o total de pessoas que ficaram viúvas durante o ano, utiliza-se o fato de que se uma pessoa ficou viúva é porque uma outra pessoa casada, do sexo oposto, faleceu. Então, a partir do registro de óbitos referentes aos indivíduos casados de um determinado sexo, corrigido pelos fatores de correção, é possível estimar o total de pessoas que ficaram viúvas de sexo oposto. Realizado este procedimento para os dois sexos, obtém-se a estimativa do número total de transições para o estado de viúvo no ano.

Contudo, não basta apenas estimar este total por sexo. As tábuas de vida levam em conta a idade no momento da transição, e sem o registro do evento é impossível conhecer a distribuição etária das pessoas no momento em que passaram para o estado de viúvo. Desta forma, a distribuição também deverá ser estimada. Neste artigo, o procedimento de estimação dessa distribuição será o mesmo utilizado por Freire (2006). Com base na estrutura etária dos viúvos de um determinado sexo, que é conhecida tomando por base os dados do Censo Demográfico de 2000, distribui-se o total de viúvos e viúvas estimado, a partir do número total de ocorrências do evento óbito de casado do sexo oposto. Realizado este procedimento

para os dois sexos obtém-se a estimativa do total de transições para o estado de viúvo no ano, segundo os grupos de idade.

Um outro fator que deve ser mencionado é que a data de referência do Censo Demográfico 2000 é o dia primeiro de agosto daquele ano. Entretanto, para o cálculo das taxas de transição que serão apresentadas na seção 4, é necessário o total populacional no meio do período considerado, que neste caso, foi primeiro de julho de 2000. Portanto, optou-se por ajustar o total da população para a data censitária. A estimativa do total populacional foi realizada com base nos dados dos Censos Demográficos de 1991 e de 2000. Uma vez que foram construídas tábuas de vida de múltiplos estados para o Brasil e para cada uma das cinco Grandes Regiões, por sexo, se faz necessário o ajuste para cada um destes casos considerados. O total populacional para primeiro de julho de 2000 é estimado pela equação (1) apresentada a seguir: ) 106 exp( ˆ 1991 00 / 7 / 1 Pop r op P = (1)

onde Pˆop_1/7/00 representa a estimativa do total populacional para primeiro de julho de 2000; 1991

Pop é o total populacional extraído do Censo 1991, referente a primeiro de setembro daquele ano; o valor 106 representa o total de meses entre estas duas datas; r corresponde a taxa de crescimento populacional mensal e é dada pela equação (2).

⎥ ⎦ ⎤ ⎢ ⎣ ⎡ = 1991 2000 ln 1 Pop Pop t r (2)

onde t representa o total de meses entre as duas pesquisas; Pop2000 é o total populacional extraído do Censo 2000; e Pop1991 é o total populacional extraído do Censo 1991; t é igual a 107, uma vez que a data de referência do Censo Demográfico de 1991 foi primeiro de setembro daquele ano.

3. Características gerais da nupcialidade no Brasil

Nos últimos anos, fundamentalmente a partir da década de 80, tem sido possível observar um crescimento das chamadas uniões consensuais que vem, pouco a pouco, substituindo as uniões legais na preferência dos casais brasileiros. Entretanto deve ser ressaltado que, segundo o último Censo Demográfico, as uniões legais ainda representavam maioria em relação ao total de uniões. A Tabela 1 apresenta a distribuição da população brasileira, que se declarou unida nos Censos Demográficos de 1980 a 2000, pelo tipo de união declarada.

Tabela 1 – Distribuição percentual da população brasileira unida, por tipo de sua união – 1980 a 2000.

Tipo de União Ano

Civil e Religioso Civil Religioso União Consensual

1980 63,8 16,3 8,1 11,8

1991 58,1 18,4 5,2 18,4

2000 49,4 17,5 4,4 28,6

Como pode ser observado, as uniões consensuais que eram apenas 11,8% do total de uniões em 1980, já representavam 28,6% deste total no ano 2000. Em contrapartida, as uniões realizadas nos âmbitos civil e religioso e às realizadas apenas no religioso apresentaram expressivas reduções neste mesmo período. Ainda assim, as uniões legais representavam mais de dois terços do total de uniões (66,9%) segundo o Censo Demográfico 2000.

Com base nas Estatísticas do Registro Civil e no Censo Demográfico, é possível calcular as taxas gerais de nupcialidade legal para o Brasil e Grandes Regiões, nos anos de 1980, 1991 e 2000, como mostra o Gráfico 1. A taxa geral de nupcialidade legal (TGNup) representa a razão entre o número de casamentos legais ocorridos durante certo período de tempo, normalmente o ano, e a população média desse período, com idade igual ou superior a 15 anos.

Gráfico 1 - Taxas gerais de nupcialidade legal para o Brasil e as Grandes Regiões, 1980 a 2000 12,9 14,0 12,6 _12,3 14,2 14,6 7,8 4,9 6,5 8,6 8,6 _8,3 6,1 4,9 5,3 6,8 5,8 7,2 0,0 3,0 6,0 9,0 12,0 15,0

Brasil Norte Nordeste Sudeste Sul Centro Oeste Ta x a ( p or mil ha bit a n te s ) 1980 1991 2000

Fonte: IBGE. Censos Demográficos 1980, 1991 e 2000, Estatísticas do Registro Civil 1980, 1991 e 2000.

De acordo com o Gráfico 1, observa-se que ocorreu uma abrupta queda na TGNup, nas duas últimas décadas, tanto para o total do país quanto para as Grandes Regiões, porém com maior intensidade entre o período de 1980 a 1991. A maior queda percentual foi registrada para o Norte (65%) que passou de 14,0 por mil, para 4,9 por mil no período. Por outro lado, a menor queda percentual registrada foi para o Sudeste, que ainda assim teve sua taxa reduzida quase à metade passando de 12,3 por mil para 6,8 por mil neste intervalo de vinte anos.

É interessante notar, que apesar da expressiva redução de quase 53% na TGNup brasileira nas duas últimas décadas, a proporção de pessoas em estado conjugal de casadas não sofreu grandes alterações, no mesmo período, como mostra o Gráfico 2 a seguir.

Observa-se que tanto a proporção de solteiros, quanto a de casado, registraram pequenas variações entre 1980 e 2000, mas sem apresentar uma tendência. Caso análogo observa-se na proporção de viúvos. O único incremento contínuo registrado, a partir da década de 80, foi na proporção de divorciados, desquitados ou separados judicialmente, fato este decorrente, em grande parte, da promulgação da Lei do Divórcio ocorrida em 26 de dezembro de 1977. Deve ser destacado que neste gráfico, o estado conjugal de casado é atribuído a uma pessoa que vive em união com companheiro(a), sem a necessidade desta

união ser legal, ou seja, a pessoa não tem necessariamente o estado civil de casado. Isto levanta a hipótese de que as TGNup tenham sofrido redução, em parte, pelo aumento das uniões consensuais, as quais não são incluídas no cálculo dessas taxas.

Gráfico 2 - Distribuição da população brasileira de 15 anos ou mais de idade, por estado conjugal - 1980 a 2000

4,3 4,9 1,4 34,2 57,1 2,5 4,9 58,1 0,7 31,934,0 56,6 0,0 4,7 4,7 0,0 15,0 30,0 45,0 60,0 Solte iro Cas ado Sep. /De sq./Di v. Viúv o Sem dec lara ção P o rcen ta g e m 1980 1991 2000

Fonte: IBGE. Censos Demográficos 1980, 1991 e 2000.

4. As tábuas de vida de múltiplos estados

As tábuas de vida simples permitem o estudo da transição de um estado ativo ou transiente qualquer (por exemplo, “vivo”), para um estado absorvente (por exemplo, “morto”) em uma determinada população. Porém, quando se leva em consideração a presença de apenas um estado ativo (por exemplo, “solteiro”) e dois ou mais estados absorventes (por exemplo, “casado” e “morto”), utilizam-se tábuas de vida de múltiplos decrementos.

Por outro lado, as tábuas de vida de múltiplos estados permitem estudos com mais de um estado ativo e mais de um estado absorvente, bem como a transição dos membros da tábua entre estados ativos. São exatamente estas duas características que fazem esta técnica importante, e flexível, para o estudo de vários temas como nupcialidade, força de trabalho, e migrações inter-regionais, por exemplo.

As tábuas de vida de múltiplos estados podem ser vistas como um processo de Markov. Considere uma família de variáveis aleatórias {S(x): x ≥ 0} onde os valores possíveis de S(x) são inteiros e não negativos e a variável aleatória S(x) representa um certo estado na idade exata x. O espaço de estados é finito, isto é, são assumidos k+1 estados (k>1) tal que o último estado (k+1)-ésimo é absorvente.

A probabilidade de transição entre os k+1 estados de S é então dada por: } ) ( | ) ( { ) , (x n P S x n j S x i ij = + = = π (3)

onde π_ij(x,n) denota a probabilidade que uma pessoa no estado i com a idade exata x, esteja no estado j com a idade exata x+n.

Neste artigo, que considera os dados de nupcialidade legal, tem-se cinco estados ativos ou transientes (k=5), uma vez que os estados civis considerados no Censo Demográfico 2000 são: solteiro, casado, separado judicialmente (ou desquitado), divorciado e viúvo. O estado absorvente representa a morte, e é o sexto estado (k+1=6).

Então, considerando-se todas as possíveis transições teóricas entre os seis estados, arranjam-se as probabilidades de transição definidas em (3), em uma matriz Π(x,n), tal que:

Π(x,n) = ⎥ ⎥ ⎥ ⎥ ⎦ ⎤ ⎢ ⎢ ⎢ ⎢ ⎣ ⎡ ) , ( ... ... ) , ( ... ... ... ... ) , ( ... ) , ( ) , ( ) , ( ... ) , ( ) , ( 66 61 26 22 21 16 12 11 n x n x n x n x n x n x n x n x π π π π π π π π (4)

Nesta, e em todas as matrizes e expressões apresentadas nesta seção, o índice 1 refere-se ao estado de solteiro, 2 ao de casado, 3 ao de refere-separado judicialmente ou desquitado, 4 ao de divorciado, 5 ao de viúvo e 6 ao de morto.

4.1. Funções e cálculo da tábua de vida de múltiplos estados

De uma forma geral, as funções da tábua de vida de múltiplos estados são análogas às da tábua de vida simples. Tem-se que para qualquer intervalo de idade [x , x+n), a igualdade:

l(x+n) = l(x) – d(x,n) (5)

Como são considerados seis estados, então l(x+n), l(x) e d(x,n) para um intervalo de idade [x , x+n) são matrizes de dimensão (6x6). A matriz l(x+n) que representa o fluxo de pessoas entre os estados no intervalo de idade considerado, uma vez que cada lij(x+n) é o número de pessoas que estava no estado i com a idade exata x, e que com a idade exata x+n estava no estado j, é dada pela equação (6).

l(x+n)= ⎥ ⎥ ⎥ ⎥ ⎦ ⎤ ⎢ ⎢ ⎢ ⎢ ⎣ ⎡ + + + + + + + + ) ( ... ... ) ( ... ... ... ... ) ( ... ) ( ) ( ) ( ... ) ( ) ( 66 61 26 22 21 16 12 11 n x l n x l n x l n x l n x l n x l n x l n x l (6)

A matriz diagonal, l(x) que representa o número de pessoas com a idade exata x, para cada estado i considerado (l_i(x)), é dada pela equação (7).

l(x)= ⎥ ⎥ ⎥ ⎥ ⎦ ⎤ ⎢ ⎢ ⎢ ⎢ ⎣ ⎡ ) ( ... ... 0 ... ... ... ... 0 ... ) ( 0 0 ... 0 ) ( 6 2 1 x l x l x l (7)

A matriz d(x,n) que é uma matriz que apresenta em sua diagonal o total de transições associados a cada estado i para qualqueroutro estado j, e os elementos fora da diagonal são as transições de um estado específico i para outro estado específico j, é dada pela equação (8).

d(x,n)= ⎥ ⎥ ⎥ ⎥ ⎥ ⎥ ⎥ ⎦ ⎤ ⎢ ⎢ ⎢ ⎢ ⎢ ⎢ ⎢ ⎣ ⎡ − − − − −

∑

∑

∑

A partir do conjunto de d_ij(x,n) apresentado, é possível definir a taxa central de transição entre qualquer determinado par de estados i e j no intervalo de idade [x , x+n) considerado, que será denotado por m_ij(x,n) e será obtido pela expressão:

) , ( ) , ( ) , ( n x L n x d n x m i ij ij = (9)

onde )L_i( nx, é o total de anos vividos pela pessoas do estado i no intervalo de idade [x,x+n). Entretanto, de posse dos dados observados, é possível apenas calcular o conjunto dos

) , (x n

Mij , que são as taxas centrais de transição entre os estados i e j observados na população, para o intervalo de idade [x,x+n), tal que:

) , ( ) , ( ) , ( n x P n x D n x M i ij ij = (10)

onde )D_ij( nx, é o número de transições observadas do estado i para j, no intervalo de idade, e )

, ( nx

Pi é o número total de pessoas observadas no estado i, para o mesmo intervalo de idade, em 1º de julho de 2000 (meio do período).

A partir deste ponto, existem vários métodos para a construção da tábua. Schoen (1988) argumenta que para intervalos unitários de idade, todos os métodos produzem resultados muito similares. O autor destaca ainda que para intervalos qüinqüenais de idade, em geral, o método de duração média na transição (mean duration at transfer) é mais indicado, do que o método mais usual (linear). Como neste trabalho utilizou-se intervalos qüinqüenais de idade, o método de duração média na transição foi empregado.

5. Análise dos Resultados

De acordo com o modelo apresentado na Figura 1, é possível observar três importantes tipos de transições entre os estados ativos: a de primeiro casamento, que é a mudança do estado de solteiro para o de casado; a de dissolução de casamento, que é a passagem do estado de casado para o de separado judicialmente, divorciado ou viúvo; e o recasamento, que é a mudança do estado de divorciado ou viúvo para o de casado. Estes três tipos de transições serão analisados com maior detalhe nesta seção.

5.1. O primeiro casamento legal

O primeiro casamento legal corresponde ao casamento de uma pessoa com estado civil prévio de solteiro, ocorrida nos âmbitos civil e religioso, ou somente no âmbito civil. O

Gráfico 3 apresenta as probabilidades de transição do estado civil de solteiro para o de casado, por sexo e grupos de idade, para as coortes hipotéticas relativas ao Brasil e às Grandes Regiões, por sexo, no ano de 2000.

Gráfico 3 – Probabilidade do primeiro casamento, Brasil e Grandes Regiões, 2000.

Fonte: Censo Demográfico 2000, Estatísticas do Registro Civil 2000.

Verifica-se que em todos casos, a probabilidade de casamento da população feminina é maior, que a masculina, nos dois grupos etários iniciais, ou seja, entre 15 e 24 anos. Este cenário se inverte a partir dos 25 anos de idade, quando a probabilidade de um homem contrair o primeiro casamento legal é sempre maior que a da mulher. Isto está associado à entrada no casamento mais cedo de mulheres do que homens. Outra semelhança encontrada, em todos os recortes geográficos estudados, é o intervalo de idade em que se concentram as maiores probabilidades de primeiros casamentos: entre 20 e 24 anos de idade para as mulheres e entre 25 e 29 anos de idade para os homens.

Contudo, se este padrão é comum tanto para o Brasil, quanto para as cinco Grandes Regiões, os níveis das probabilidades diferem. Verifica-se que, de forma geral, os menores níveis correspondem às Regiões Norte e Nordeste. Estes resultados são coerentes com os apresentados na seção 2, uma vez que as probabilidades dizem respeito ao casamento legal e estas duas Grandes Regiões foram as que apresentaram as menores taxas gerais de

nupcialidade e maiores proporções de pessoal com estado civil de solteiro. Por outro lado, os maiores níveis foram observados nas Regiões Sudeste, Sul e Centro Oeste. As probabilidades de transição nestes três casos estiveram, na maior parte das vezes, ligeiramente acima da média nacional.

O Gráfico 4 apresenta uma medida resumo, por recorte geográfico, que é a probabilidade do indivíduo se casar legalmente alguma vez durante a vida. Esta probabilidade é dada pela razão entre o número total de primeiros casamentos observados na tábua de múltiplos estados, sobre a população da raiz na tábua, que corresponde à população com a idade exata de 15 anos de idade.

Gráfico 4 - Probabilidade de uma pessoa, com 15 anos de idade, se casar alguma vez

0,545 0,455 0,473 0,591 0,567 0,575 0,541 0,447 0,449 0,603 0,573 0,583 0,0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7

Brasil Norte Nordeste Sudeste Sul Centro Oeste

Proba

bilida

d

e

Homens Mulheres

Fonte: Censo Demográfico 2000, Estatísticas do Registro Civil 2000.

Verifica-se que o diferencial desta probabilidade, por sexo, geralmente é muito pequeno. Ainda assim, observa-se que nas Regiões Norte e Nordeste, onde as probabilidades de casamento legal são menores de meio, e situam-se abaixo da média nacional (0,545 para homens e 0,541 para mulheres), os valores são ainda inferiores para a população feminina, chegando a 0,447 na região Norte. Por outro lado, nas Regiões Sudeste, Sul e Centro Oeste, onde as probabilidades são mais elevadas que a média nacional, os valores para a população feminina são ligeiramente mais elevados do que para a população masculina.

5.2. A dissolução do casamento

A dissolução do casamento legal pode ser resultado da decisão voluntária de um ou ambos os cônjuges, optando-se pela separação judicial ou pelo divórcio. Também pode ser resultado de uma decisão não voluntária como é o caso da viuvez. Estes três tipos de dissolução serão considerados a seguir.

5.2.1. Dissolução por separação judicial

O Gráfico 5 apresenta as probabilidades de transição do estado civil de casado para o de separado judicialmente, por sexo e grupos de idade, para as coortes relativas ao Brasil e às Grandes Regiões. Este é o primeiro tipo de dissolução de casamento considerado.

Gráfico 5 – Probabilidade da separação judicial, Brasil e Grandes Regiões, 2000.

Fonte: Censo Demográfico 2000, Estatísticas do Registro Civil 2000.

De acordo com o gráfico, é possível verificar que de forma similar ao comportamento observado na questão do primeiro casamento, nos dois primeiros grupos etários (15 a 24 anos), as mulheres estão mais expostas ao risco de separação judicial para todos os recortes geográficos considerados. A partir dos 25 anos, este quadro se inverte e a probabilidade de separação judicial é maior para os homens.

Observa-se ainda que na população feminina, em todos os casos estudados, a maior probabilidade de separação é sempre para o grupo de 20 e 24 anos de idade. Este mesmo comportamento, na população masculina, se dá apenas para a Região Sudeste, uma vez que nas demais Grandes Regiões o ápice se encontra no grupo populacional entre 25 e 29 anos de idade.

Apesar da pequena diferença entre os padrões, os níveis das probabilidades são bem distintos. Mais uma vez, de forma similar ao comportamento observado na questão do primeiro casamento, observa-se que os menores valores obtidos são referentes às Regiões Norte e Nordeste. Por outro lado, as Regiões Sudeste, Centro Oeste e Sul detêm as maiores probabilidades de dissolução do casamento por separação judicial, com índices mais elevados que a média nacional, em quase todos os grupos etários considerados.

Ao considerar-se a união legal como evento de análise, observou-se que é possível sair deste estado das três formas previamente analisadas: separação judicial, divórcio ou viuvez (que é o óbito de um dos cônjuges). Contudo, ao se tomar como unidade de análise a pessoa, a última classe de dissolução só será considerada como viuvez, caso o óbito tenha sido de seu cônjuge, caso contrário surge uma quarta classe que é o próprio óbito do indivíduo. As probabilidades para cada uma das possíveis maneiras de dissolução de seu casamento, para um indivíduo casado de qualquer uma das doze coortes estudadas são calculadas e os resultados estão apresentados na Tabela 2.

Um comentário que deve ser feito é que no último intervalo etário da tábua, que neste trabalho é a partir dos 80 anos, as únicas transições permitidas são dos estados ativos para o absorvente (falecido), para assim fechar-se a tábua. Isto implica considerar que o término do casamento de um indivíduo no último grupo de idade somente poderia ser causado pelo seu próprio óbito. Em que pese o fato das separações judiciais e divórcios serem consideradas como eventos raros nestas idades, o mesmo não pode ser dito com relação à viuvez, ou seja, se apenas fossem contabilizadas dissoluções por óbitos, a partir dos 80 anos de idade, esta categoria estaria sendo superestimada. Assim, foi criada uma quinta categoria denominada como “após os 80 anos” que é referente às dissoluções do último grupo etário, que não podem ser medidas.

Tabela 2 – Probabilidade de dissolução do casamento, por tipo de dissolução, segundo o sexo - Brasil e Grandes Regiões 2000.

Probabilidade do casamento terminar em: Sexo e Recorte

Geográfico

Separação Divórcio Viúvez Morte *Após os 80

Homens Brasil 0,079 0,084 0,173 0,451 0,213 Norte 0,024 0,068 0,217 0,456 0,235 Nordeste 0,034 0,079 0,213 0,474 0,198 Sudeste 0,098 0,085 0,154 0,442 0,220 Sul 0,096 0,074 0,159 0,458 0,214 Centro Oeste 0,098 0,133 0,157 0,411 0,201 Mulheres Brasil 0,081 0,090 0,480 0,253 0,095 Norte 0,023 0,071 0,514 0,293 0,098 Nordeste 0,034 0,087 0,496 0,301 0,082 Sudeste 0,101 0,091 0,472 0,231 0,104 Sul 0,099 0,079 0,476 0,242 0,105 Centro Oeste 0,100 0,145 0,457 0,226 0,073

Fonte: Censo Demográfico 2000, Estatísticas do Registro Civil 2000. *A dissolução ocorreu após os 80 anos de idade, não podendo ser observada.

Com relação às outras quatro classes, com base na Tabela 2, verifica-se que existe uma clara diferença na distribuição de suas probabilidades, por sexo. Na população masculina, observa-se que é mais provável que o casamento termine por causa do óbito do indivíduo, explicando então, o porquê da viuvez ser a causa mais freqüente de dissolução da união, para as mulheres.

Por outro lado, ao compararmos a distribuição, em função dos recortes geográficos, observa-se que nas Regiões Norte e Nordeste a probabilidade de dissolução do casamento, por separação judicial, é muito menor que no resto do país. Vale ressaltar que este resultado vai de encontro, com a análise das probabilidades de transição para o estado civil de separado judicialmente, as quais tinham se mostrado bem inferiores para estas duas Grandes Regiões, em relação às demais. Outra característica que também foi observada anteriormente e pode ser novamente percebida é a maior propensão da população casada legalmente da Região Centro Oeste contrair o divórcio, quando comparada aos índices do resto do país.

5.2.2. Dissolução por divórcio direto

O gráfico 6, por sua vez, apresenta as probabilidades de transição do estado civil de casado para o de divorciado. Este é o segundo tipo de dissolução de união considerada, ou seja, o casamento terminar em divórcio direto, sem antes ter sido alvo de um processo de separação judicial (divórcio indireto).

Com base neste gráfico é possível verificar que, fundamentalmente, nos cinco primeiros grupos etários considerados (até os 39 anos de idade), as mulheres estão mais expostas ao risco de divórcio direto para todos os recortes geográficos considerados. Somente a partir dos 40 anos, este panorama se inverte e a probabilidade de divórcio passa a ser mais elevada para a população masculina.

Observa-se ainda que o divórcio ocorre mais tarde, se comparado à separação judicial. Para a população feminina, a maior probabilidade de divórcio observa-se entre os 25 e 34 anos de idade nas Regiões Sudeste e Sul; entre os 30 e 39 anos no Norte e Centro Oeste; e dos 25 aos 39 no Nordeste. Este padrão é ainda ligeiramente mais tardio na população masculina, pois seu ápice se dá entre os 35 e 44 anos de idade na Região Centro Oeste, e dos 30 aos 39 nas demais Grandes Regiões. Essa diferença está associada à própria diferença de idade ao casar observada entre homens e mulheres.

Contudo, o que mais chama atenção nestes resultados é o elevado nível destas probabilidades na Região Centro Oeste. Isto quer dizer que a população casada desta região está mais exposta ao risco do divórcio, do que qualquer outra Grande Região do país. Além disso, os níveis de divórcio direto não acompanham os das separações judiciais. O caso extremo é a Região Sul que apresentou uma das maiores probabilidades de dissolução por separação judicial e uma das menores por divórcio direto.

Gráfico 6 – Probabilidade do divórcio direto, Brasil e Grandes Regiões, 2000.

Fonte: Censo Demográfico 2000, Estatísticas do Registro Civil 2000.

5.2.3. Dissolução por viuvez

Por último, considera-se a viuvez que representaria a terceira forma de dissolução de união legal considerada. O Gráfico 7 contém as probabilidades de transição do estado civil de casado para o de viúvo.

Com relação a variável sexo, verifica-se que a partir dos 20 anos de idade, para todos os seis recortes geográficos estudados, as probabilidades de viuvez referentes à população feminina são mais altas e, essa diferença aumenta com a idade. Este comportamento é esperado, pois se sabe que os níveis de mortalidade da população masculina são mais elevados que os femininos, bem como já foi observado que os maridos são, em média, mais velhos que suas esposas.

Também é possível perceber que o nível das probabilidades de viuvez, para a população masculina é ligeiramente mais elevado nas Regiões Norte e Nordeste, em relação às demais regiões. A população feminina apresenta comportamento análogo ao dos homens, com os níveis de viuvez também muito próximos por regiões, porém além das Regiões Norte

e Nordeste, também o Centro Oeste, apresenta valores, em média, um pouco superiores que o resto do país. Uma vez que o evento da viuvez está diretamente associado com a mortalidade, estes resultados são indicativos que, entre os casados, as Regiões Norte e Nordeste possuem níveis de mortalidade superiores, ao compará-los com os das Regiões Sul e Sudeste.

Gráfico 7 – Probabilidade de viuvez, Brasil e Grandes Regiões, 2000.

Fonte: Censo Demográfico 2000, Estatísticas do Registro Civil 2000.

5.3. O recasamento

No Brasil, o recasamento legal, de acordo com o código civil, é possível para pessoas divorciadas ou viúvas. Nesta subseção serão considerados estes dois tipos de transição para o estado de casado.

5.3.1. Casamento de divorciados

As probabilidades de transição do estado civil de divorciado para o de casado, por sexo e grupos de idade, das coortes consideradas para o Brasil e para as Grandes Regiões estão apresentadas no Gráfico 8.

Gráfico 8 – Probabilidade de casamento de divorciados, Brasil e Grandes Regiões, 2000.

Fonte: Censo Demográfico 2000, Estatísticas do Registro Civil 2000.

Pelo gráfico é possível verificar que, de um modo geral, a probabilidade de novo casamento para um homem divorciado é bem superior, à de uma mulher no mesmo estado civil, para todos os recortes geográficos considerados. Além, disto observa-se que apesar desta probabilidade começar a se reduzir, para ambos os sexos, a partir dos 30 anos de idade, a redução para a população feminina é mais drástica, uma vez que nas idades mais avançadas esses valores quase nulos.

Com relação aos grupos etários é importante ressaltar que a população divorciada entre 15 e 19 anos de idade é pequena, e fica ainda mais reduzida ao ser discriminada por sexo e Grandes Regiões. Assim, as elevadas flutuações nos valores das probabilidades observadas, para este grupo de pessoas, devem ser entendidas como uma conseqüência desta questão.

Se não levarmos em consideração este primeiro grupo de idade, verifica-se que para a população feminina, a maior probabilidade se observa entre os 25 e 29 anos de idade, para as Regiões Norte, Nordeste e Sudeste, e entre 20 e 24 anos nas demais Grandes Regiões. Este padrão é ligeiramente mais tardio na população masculina, pois seu ápice está entre os 30 e 34 anos na Região Norte, entre os 25 e 29 anos no Nordeste, Sudeste e Centro Oeste, e constante dos 20 aos 29 anos na Região Sul.

Também é possível perceber que o nível das probabilidades, para a população masculina, é mais baixo na Região Sul, em relação às demais. Com relação à população feminina, os níveis são um pouco mais altos nas Regiões Sudeste e Centro Oeste, enquanto o Nordeste apresenta, em média, as menores probabilidades de casamento para divorciadas. De uma forma geral, o Centro Oeste apresenta os níveis mais altos de recasamento entre todas as Grandes Regiões. Neste último caso, deve ser ressaltado que esta região também apresentou as maiores probabilidades de transição do estado de casado para o de divorciado. Então, permite-se levantar a hipótese de que este maior volume de divorciados que volta ao mercado matrimonial, aumente a possibilidade de recasamento dos mesmos.

5.3.2. Casamento de viúvos

As probabilidades de transição do estado civil de viúvo para o de casado são apresentadas no gráfico 9. Também se verifica, para a população viúva, que a probabilidade de uma nova união legal é consideravelmente maior para os homens, do que para as mulheres. Este diferencial é ainda mais acentuado, em relação ao observado para a população divorciada, se levarmos em conta que para todas as Grandes Regiões e, por conseguinte para o Brasil, a partir dos 40 anos de idade o índice de casamento de uma viúva é quase nulo.

Cabe ressaltar mais uma vez que no primeiro grupo etário, temos uma proporção de população de viúvas e viúvos muito é pequena. Assim, mais uma vez as elevadas flutuações nos valores de suas probabilidades, devem ser entendidas como uma conseqüência desta restrição.

Apesar deste problema, observam-se que as probabilidades de casamento de viúvas, ao longo dos grupos etários são sempre decrescentes. Por outro lado, para os homens o ponto de máximo se observa entre os 25 e 29 anos de idade para a Região Sudeste, e entre os 20 e 24 anos para as demais Grandes Regiões.

Com exceção deste segundo grupo etário, verifica-se que o nível das probabilidades, para a população masculina da Região Norte é inferior às demais e, sobretudo, se comparada com a Região Sudeste que detém, de uma forma geral, os maiores índices registrados. Em relação à população feminina, observa-se que os níveis das probabilidades são ligeiramente mais elevados nas Regiões Sudeste e Centro Oeste e um pouco mais baixos na Região Nordeste, em relação às demais.

Gráfico 9 – Probabilidade de casamento de viúvos, Brasil e Grandes Regiões, 2000.

Fonte: Censo Demográfico 2000, Estatísticas do Registro Civil 2000.

Também é possível obter uma medida resumo das probabilidades de recasamento de divorciados e viúvos. Os resultados para o Brasil e para as Grandes Regiões, por sexo, estão contidos na Tabela 3. Estas probabilidades resumo levam em consideração a estrutura etária da população, em cada um dos estados considerados (divorciado e viúvo) das coortes.

Uma característica apontada anteriormente, e que pode ser percebida novamente, é a maior probabilidade de nova união legal para a população masculina divorciada ou viúva, em relação à feminina de mesmo estado civil. Verifica-se também que os divorciados, de ambos os sexos, têm mais chance de se casarem novamente que os viúvos.

Com relação às Grandes Regiões, confirmam-se as análises realizadas anteriormente. Para a população feminina, divorciada ou viúva, a probabilidade de recasamento é mais alta nas Regiões Sudeste e Centro Oeste (em torno de 0,30 para divorciadas e 0,01 para viúvas), e mais baixas no Nordeste (0,20 para divorciadas e 0,004 para viúvas). Para os homens divorciados, ao contrário das mulheres, observam-se as maiores probabilidades nas Regiões

Norte e Nordeste (pouco maior que 0,60) e a menor na Região Sul (0,528). Com relação aos viúvos a probabilidade de recasamento é maior no Sudeste (0,081) e menor no Norte (0,053). Tabela 3 – Probabilidade de recasamento, por estado civil, segundo o sexo - Brasil e Grandes Regiões 2000.

Probabilidade do recasamento a partir de Sexo e Recorte

Geográfico _{Divórcio Viúvez}

Homens Brasil 0,588 0,072 Norte 0,622 0,053 Nordeste 0,609 0,061 Sudeste 0,598 0,081 Sul 0,528 0,064 Centro Oeste 0,595 0,074 Mulheres Brasil 0,279 0,008 Norte 0,256 0,007 Nordeste 0,202 0,004 Sudeste 0,307 0,010 Sul 0,262 0,007 Centro Oeste 0,282 0,011

Fonte: Censo Demográfico 2000, Estatísticas do Registro Civil 2000.

6. Considerações Finais

A partir dos resultados obtidos nas tábuas de vida de múltiplos estados, observou-se com relação ao primeiro casamento, uma divisão regional em dois blocos, tal que as menores probabilidades de transição do estado de solteiro para o de casado são referentes às Regiões Norte e Nordeste e as maiores probabilidades foram observadas nas Regiões Sudeste, Sul e Centro Oeste. Verificou-se também que a probabilidade de casamento da população feminina é maior do que a masculina, até os 24 anos idade. A partir de então a probabilidade de um homem contrair o primeiro casamento legal é sempre maior que a da mulher.

De forma semelhante, observou-se que as menores probabilidades de dissolução do casamento por separação judicial, estão nas Regiões Norte e Nordeste, enquanto as Regiões Sudeste, Centro Oeste e Sul detêm as maiores probabilidades. Também se verificou que nos dois primeiros grupos etários as mulheres estão mais expostas ao risco de separação judicial que os homens. A partir dos 25 anos, este quadro se inverte e a probabilidade de separação judicial é maior para os últimos.

Contudo, o nível das probabilidades nas dissoluções do casamento por divórcio direto não acompanha o das separações judiciais. As maiores probabilidades foram observadas na Região Centro Oeste, enquanto a Região Sul, que apresentou uma das maiores probabilidades de dissolução por separação judicial, revelou uma das menores probabilidades por divórcio direto. Observou-se ainda que o divórcio direto ocorre, em média, mais tarde se comparado à separação judicial.

Com relação à dissolução do casamento por viuvez foi possível perceber que o nível das probabilidades de transição do estado de casado para viúvo, para a população masculina, é ligeiramente mais elevado nas Regiões Norte e Nordeste, em relação às demais Grandes Regiões. Para a população feminina, além das Regiões Norte e Nordeste, também a Centro Oeste, apresentou valores, em média, um pouco superiores que o resto do país. Verificou-se também que a partir dos 20 anos, as probabilidades de viuvez referentes à população feminina, são mais altas, em relação à masculina, e essa diferença aumenta com a idade.

Na questão do recasamento de divorciados, observou-se que o nível das probabilidades de transição do estado de divorciado para o de casado, na população masculina, é mais baixo na Região Sul, em relação às demais. Com relação à população feminina, os níveis são um pouco mais altos nas Regiões Sudeste e Centro Oeste, enquanto o Nordeste apresenta, em média, as menores probabilidades. Deve-se destacar ainda que, de uma forma geral, a probabilidade de recasamento para um homem divorciado é bem superior à de uma mulher no mesmo estado civil.

Com relação ao recasamento de viúvos verificou-se, de uma forma geral, que o nível das probabilidades de transição de viúvo para casado, da população masculina na Região Norte é inferior às demais e, sobretudo, se comparada com a Região Sudeste que detém as maiores probabilidades registradas. Em relação à população feminina, observou-se que os níveis das probabilidades são ligeiramente mais elevados nas Regiões Sudeste e Centro Oeste e um pouco mais baixos na Região Nordeste, em relação às demais. Também se verificou, para a população viúva, que a probabilidade de uma nova união legal é consideravelmente maior para os homens, do que para as mulheres.

7. Referências

• ALBUQUERQUE, F.R.P.C. e SENNA, J.R.X. Tábuas de mortalidade por sexo e grupos de idade: grandes regiões e unidades da federação: 1980, 1991 e 2000. Fundação IBGE, Diretoria de Pesquisas, Texto para discussão, 20, 2005.

• COURBAGE, Y., FARGUES, P. A method for deriving mortality estimates from incomplete vital statistics. Population Studies, 33, 165-180, 1979.

• FREIRE, F.H.M.A., AGUIRRE, M.A.C., MONTENEGRO, A.A.F., ARAÚJO, K.L.S. Casamento e re-casamento: uma análise multivariada do mercado matrimonial no Nordeste. Anais do XV Encontro Nacional de Estudos Populacionais, 2006.

• LAZO, A.C.G.V. Nupcialidade nas PNADs-90: um tema em extinção? Instituto de Pesquisa Econômica Aplicada, Texto para discussão, 889, 2002.