SINUOSOS CAMINHOS PARA ESTIMAÇÃO DOS EMIGRANTES
INTERNACIONAIS DE 1986/1991 E DE 1991/1996 E DOS
SALDOS MIGRATÓRIOS DOS QÜINQÜÊNIOS ENTRE 1981 E
1996 DAS UNIDADES DA FEDERAÇÃO BRASILEIRA
*José Alberto Magno de Carvalho** Marisa Valle Magalhães*** Ricardo Alexandrino Garcia***
Weber Soares***
1 INTRODUÇÃO
A emigração internacional inscreve-se no quadro de inflexão do padrão migratório brasileiro prevalecente no período de 1940 a 1980. A recenticidade, as incertezas numéricas, a dimensão qualitativa e a atenção que diversos pesquisadores têm dado a esse fenômeno, tornam necessária a construção de um discurso quantitativamente mais preciso sobre ele.
Os últimos censos demográficos brasileiros, particularmente o de 1980 e o de 1991, reúnem um conjunto notável de informações relacionadas ao fenômeno das migrações. Embora nem sempre as pesquisas sobre o tema tenham feito juz à variedade e qualidade dos dados disponíveis, essa oferta passou a estimular o desenvolvimento de inúmeras contribuições metodológicas voltadas à estimação dos mais diversos tipos de eventos migratórios. Ora explorando métodos diretos, ora aprimorando técnicas indiretas, ou ainda sugerindo a combinação entre eles, tais avanços vêm ampliando sobremaneira as possibilidades de aprofundar o conhecimento sobre os intensos, e por vezes complexos, movimentos migratórios presentes na sociedade brasileira.
*
Trabalho elaborado no âmbito do sub-projeto Perspectivas das Migrações Internas no Brasil (CEDEPLAR./UFMG /PRONEX 41/96/0892).
**
Professor do Departamento de Demografia da Universidade Federal de Minas Gerais - UFMG - e pesquisador do Centro de Desenvolvimento e Planejamento Regional - CEDEPLAR - da Faculdade de Ciências Econômicas - FACE - da mesma universidade.
***
Doutorandos em Demografia no Centro de Desenvolvimento e Planejamento Regional - CEDEPLAR - da Faculdade de Ciências Econômicas - FACE - da Universidade Federal de Minas Gerais - UFMG.
A possibilidade de produzir estimativas sobre fluxo emigratório internacional através de técnicas indiretas, dada a ausência de registros administrativos que permitam sua mensuração de forma direta, representa um desafio metodológico que vem sendo enfrentado por uma equipe de professores, pesquisadores e alunos do CEDEPLAR, dedicada aos estudos de migração, sob a coordenação do Professor José Alberto Magno de Carvalho. Assim, diversos trabalhos de tese, dissertações, relatórios de pesquisa e artigos científicos, já publicados, investiram no aperfeiçoamento de importantes proposições de métodos e técnicas direcionados à estimação de categorias analíticas, como saldos migratórios intercensitários, migração de retorno, migração por etapas, emigração internacional. Nesse sentido, o conjunto de procedimentos, desenvolvidos por CARVALHO e RIGOTTI (1998), e RIGOTTI (1999), para a estimação de saldos migratórios relativos ao período 1981/91 são referência básica.
O presente artigo constitui mais um passo rumo ao aprimoramento desses procedimentos e tem o objetivo de oferecer uma maneira mais simples de estimar os emigrantes internacionais e saldos migratórios dos qüinqüênios 1986/91 e 1991/96, bem como, lançando mão dessa “nova” metodologia, apresentar estimativas do saldo migratório decenal (81/91), dos saldos migratórios qüinqüenais (81/86; 86/91 e 91/96) e dos emigrantes internacionais do qüinqüênio 86/91 e 91/96 para os Estados de São Paulo, Minas Gerais, e Bahia.
2 PROCEDIMENTOS METODOLÓGICOS
2.1 Saldo Migratório e Taxas Líquidas de Migração Decenais: Estimação
O saldo migratório (SM), em geral estimado por meio de técnica indireta, sem desagregação de imigrantes e emigrantes, constitui, para o período em análise, o resultado da diferença entre imigrantes e emigrantes de data fixa, e toma em consideração os efeitos indiretos do fluxo. “... O SM mede a contribuição das migrações ao crescimento populacional do período”(CARVALHO&RIGOTTI, 1998).
Já a taxa líquida de migração (TLM) pode ser construída de duas formas: pela razão entre o SM e a população esperada fechada no final do período ou pela razão entre o SM e a população observada, também, no final do período. Neste caso, a TLM
consiste na “... proporção da população observada no segundo censo resultante do processo migratório, quando a taxa for positiva, e a proporção em que a população será acrescida na ausência de migração, se negativa” (CARVALHO&RIGOTTI, 1998 ).
O saldo migratório (SM) intercensitário, quando estimado através de técnica indireta, é obtido por resíduo, ou seja, pela diferença, no segundo censo, entre a população observada e a esperada (fechada).
A população esperada na região j, no segundo censo, corresponde à população observada no primeiro censo multiplicada pela relação de sobrevivência do período trabalhado. Então:
mP j,nx+n,esp = mP j,0x,ob * mnS j,mx (1), onde,
mP j,nx+n,esp é a população esperada na região j do grupo etário x+n, x+n+m, no
segundo censo; mP j,0x,ob é população observada na região, no primeiro censo(ano n); e mnS j,mx é a relação de sobrevivência do grupo etário x, x+n, do ano 0, durante o período de n anos.
O SM é dado pela seguinte expressão:
mnSM j,nx+n = mP j,nx,ob - mP j,nx+n,esp (2), na qual, mnSM j,nx+n é o saldo migratório de n anos ao final do período.
Já a taxa líquida de migração (mnTLMxj,+nn) é dada por uma das seguintes equações: n j ob n x m n j n x n m n j n x n m P SM TLM , , , , + + + = (3) ou n j esp n x m n j n x n m n j n x n m P SM TLM , , , , + + + = (4)
a TLM corresponde ao quociente entre o saldo migratório (mnSM jx+n) e a população
ao final do período, observada (mP j,nx,ob), ou esperada (mP j,nx+n,esp)
(CARVALHO&RIGOTTI, 1998).
Tanto nos SM, quanto nas TLM, de um determinado período, estão contidos os migrantes de data fixa da região, isto é, aqueles que lá não residiam no início do
período e residem ao final (imigrantes) e aqueles que lá residiam no início do período e residem em outra região ao final (emigrantes).
Devido a erros de declaração de idade e a deficiência de cobertura censitária, é aconselhável o uso das razões intercensitárias de sobrevivência (RIS) do país, ao invés das relações de sobrevivência retiradas de tabelas de mortalidade da região (CARVALHO&RIGOTTI, 1998). Uma vez que a aplicação do método das RIS exige o pressuposto de que a população do país tenha se mantido fechada no período, o que não ocorre no caso brasileiro na década de 80 (a emigração internacional foi significativa nesse período), CARVALHO&RIGOTTI (1998) propõem um procedimento de estimação das RIS de uma região qualquer, para os anos 80, com base na RIS do país nos anos 70 - quando a população podia ser considerada fechada - e no quociente entre as relações de sobrevivência da região na década de 80 e do País no decênio anterior. Formalmente, isso pode ser escrito da seguinte maneira:
80 / 70 , 5 80 / 70 , 10 5 90 / 80 , 5 90 / 80 , 10 5 80 / 70 , 10 5 90 / 80 , 10 5 * BR x BR x j x j x BR x j x L L L L RIS RIS + + = (5), onde 90 / 80 , 10 5 j x
RIS é a razão intercensitária de sobrevivência estimada da região j, referente
aos anos 80; 105RISBRx ,70/80é a razão intercensitária de sobrevivência observada do Brasil, dos anos 70; 5Lxj,+8010/90é a relação de sobrevivência da região, na década de 80; e
80 / 70 , 5 BR x
L é a relação de sobrevivência do Brasil, nos anos 70; os valores de L são
retirados de tabelas de mortalidade.
Assim, a população esperada de determinada região, em 1990, quando se consideram os grupos etários superiores a 10 anos, é o produto da população aí observada em 1980 e das RIS estimadas para essa mesma região, no período 80/90. É o que põe em evidência a seguinte equação:
O saldo migratório decenal1 das pessoas com idade superior a 10 anos de idade, que resulta da diferença entre a população observada em 1990 e a população esperada nesse mesmo ano, deve ser entendido como a contribuição dos fluxos migratórios de um período para o crescimento populacional.
2.2 Saldos Migratórios, Taxas Líquidas de Migração Qüinqüenais e Emigrantes Internacionais do Segundo Qüinqüênio do Período 19981/1991
A inclusão, no Censo de 1991, do quesito sobre local de residência há exatamente 5 anos atrás (quesito de data fixa) permite, em princípio, que se estime o número de emigrantes internacionais, do período 1986/1991, do país, regiões, unidades da federação e outras unidades espaciais.
Dependendo do tamanho da população, é possível estimar os saldos
migratórios qüinqüenais das regiões, das Ufs e até dos municípios. A estimativa do
saldo migratório do período 1981-86, de determinada unidade, dos que tinham cinco ou mais anos de idade em 1986, somente pode ser feita através de técnica indireta, o que impede a obtenção em separado do número de imigrantes e de emigrantes. A partir da população censitária de 1980, ajustada para 1981, estima-se a população que se esperaria em 1986, caso esta fosse fechada à migração. A população "esperada" para 1986 seria constituída pelos que sobreviveriam durante o intervalo 1981/86, acrescida das crianças que nasceriam e sobreviveriam no mesmo intervalo, caso permanecesse fechada. A diferença entre a população residente em 1986 e a "esperada" fornece o resíduo, ou o saldo migratório do qüinqüênio 1981/86. Esse saldo, portanto, traz implícito o mesmo conceito de imigrantes e emigrantes de datas fixas, subjacente ao dado da informação direta sobre o local de residência em uma determinada data anterior.
Como não foi feita no meio da década de 80, nenhuma contagem populacional no País, como ocorreu nos anos 90, é necessário estimar a população residente, em 1986, da área em estudo. Por meio da taxa média anual de crescimento geométrico calculada para o período, por coorte etária, é possível estimar a população da coorte em qualquer ponto do período intercensitário.. População aproximada, porque essa
1
“Ao estimar o SM por técnica indireta, deve-se avaliar com cuidado os pressupostos do método, a função de mortalidade adotada, principalmente no que se refere ao seu padrão, e a qualidade dos dados” (CARVALHO&RIGOTTI, 1998).
forma de interpolação supõe que o crescimento populacional ao longo do período tenha se dado a uma taxa constante, o que não ocorre necessariamente. Logo, algumas coortes da população residente estimada para o meio do período podem estar subestimadas, e outras, sobrestimadas. Ainda assim, esse constitui um procedimento
razoável2 para estimar a população residente de determinada área, em 1986, e foi
adotado neste trabalho.
Estimada a população residente em 1986, há de se estimar a população esperada (fechada) no mesmo ano, para o que se usaram razões de sobrevivência qüinqüênais derivada das RIS, pois “...o uso de relações de sobrevivência fornecidas por tabelas de sobrevivência para estimar a população esperada (fechada), com o objetivo de chegar a saldos migratórios e respectivas taxas líquidas, causa sérias distorções nas estimativas. Melhores resultados são obtidos através das razões intercensitárias de sobrevivência (RIS)” (CARVALHO&RIGOTTI, 1998).
As razões qüinqüenais de sobrevivência, estimadas com base nas razões intercensitárias decenais, admitem as seguintes expressões (CARVALHO&RIGOTTI, 1998): j x d j x II j x K RIS RIS 5 , 10 5 , 5 5 5 + = (16) II j x d j x I j x RIS RIS RIS , 5 5 5 , 10 5 , 5 5 + = (17), nas quais, d j x RIS , 10
5 é razão intercensitária de sobrevivência estimada, no decênio, para a região j,
do grupo etário x, x+5; jI
x
RIS ,
5
5 é a razão de sobrevivência estimada do primeiro
qüinqüênio, para a região j, do grupo etário x, x+5; jII
x
RIS ,5
5
5 + é a razão de
sobrevivência estimada do segundo qüinqüênio, para a região j, do grupo etário x+5,
x+10; e j
x
K
5 é o quociente entre razão intercensitária de sobrevivência do primeiro
qüinqüênio e a razão intercensitária de sobrevivência do segundo qüinqüênio, isto é,
II j x I j x j x RIS RIS K , 5 5 5 , 5 5 5 + = (18) 2
RIGOTTI (1999) tece uma discussão minuciosa das implicações desse tipo de procedimento sobre as estimativas que daí derivam.
“O fator K é estimado a partir de uma tabela de sobrevivência da região em análise, referente à mortalidade média do decênio em questão. Será o quociente entre as relações qüinqüenais dos dois grupos etários x+5, x+10 e x, x+5” (CARVALHO&RIGOTTI, 1998): j x j x j x j x j x L L L L K 5 5 10 5 5 5 5 5 + + + = (19)
A população residente estimada por grupo etário qüinqüenal, no ano de 1986, resultante da aplicação da taxa média geométrica de crescimento anual, do período 1981/91, à população de 1981, menos a população esperada fechada, em 1986, advinda da multiplicação da razão intercensitária do primeiro qüinqüênio também pela população de 1981, fornece saldo migratório do primeiro qüinqüênio (CARVALHO&RIGOTTI, 1998). Portanto, com a expressão que se segue, obtém-se a população esperada em 1986: I j x j obs x j esp x P RIS P ,865, 5 ,,81 55 , 5 + = * (20), onde, 86 , , 5 5 j esp x
P + é população esperada em 1986; 5Pxj,,obs81 é a população observada em 1981; e
I j x
RIS ,
5
5 é a razão de sobrevivência do primeiro qüinqüênio. Com isso, o SM do
período 1981/86 é dado pela fórmula:
86 , , 5 5 86 , , 5 5 , 5 5 5 j esp x j est x I j x P P SM + = + − + (x ≥ 5 em 1986) (21), na qual, I j x SM , 5
5 corresponde ao saldo migratório do período 1981/86;
86 , , 5 5 j est x P + é a população
residente estimada da região, para 1986; e 5Pxj+,865,esp é população esperada da região no mesmo ano.
A relação entre o saldo migratório do qüinqüênio 1981/86 (55SMxj+,I5) e a população residente estimada (5Pxj+,865,est) para 1986 constitui a taxa líquida de migração (55TLMxj,+I5), referente também ao mesmo período (1981/86).Logo:
86 , , 5 5 , 5 5 5 , 5 5 5 j est x I j x I j x P SM TLM + + + = (x ≥ 5 em 1986) (22)
O saldo migratório estimado do período 1986-91, de determinada unidade, dos que tinham cinco ou mais anos de idade em 1991, é igual à diferença entre os que lá
residiam em 1991 e a população esperada fechada ao final do qüinqüênio, que resulta da multiplicação pela razão de sobrevivência do segundo qüinqüênio da população residente estimada em 1986.3
Com a expressão que se segue, obtém-se a população esperada em 1991:
II j x j est x j esp x P RIS P ,915, 5 ,,86 55 ,5 5 + = * + (x ≥ 5 em 1991) (23), na qual, 91 , , 5 5 j esp x
P + é população esperada fechada em 1991; 5Pxj,,est86 é população residente estimada em 1986; e 55RISxj,+II5 é a razão de sobrevivência estimada, do segundo qüinqüênio, para a região j, do grupo etário x+5, x+10. Então, o saldo migratório do período 1986/91 é obtida pela seguinte equação:
91 , , 5 5 91 , , 5 5 , 5 5 5 j esp x j obs x II j x P P SM + = + − + (x ≥ 5 em 1991) (24), onde, II j x SM ,5 5
5 + é o saldo migratório do qüinqüênio 1986/91;
91 , , 5 5 j obs x P + é a população
observada da região em 1991; e 5Pxj+,915,esp é a população esperada da região no mesmo ano.
A taxa líquida de migração (55TLMxj,+II5 ), referente ao período (1986/91), consiste na relação entre o saldo migratório do qüinqüênio 1986/91 (55SMxj+,II5) e a população observada (5Pxj+,915,obs) em 1991. Logo:
91 , , 5 5 , 5 5 5 , 5 5 5 j obs x II j x II j x P SM TLM + + + = (x ≥ 5 em 1991) (25)
Conforme alerta RIGOTTI (1999, p. 38), um aspecto fundamental para a confiabilidade dos resultados desta técnica é o uso de funções de mortalidade adequadas. Assim, as relações de sobrevivência implícitas nas estimativas dos saldos do primeiro e do segundo qüinqüênios devem resultar de tábuas de mortalidade construídas para a população da área em estudo, para o período em foco.
Enfim, para estimar os emigrantes internacionais do período 1986/91, o primeiro passo consiste em extrair do Censo Brasileiro de 1991, o número de
3
Observe que a população esperada fechada ao final do segundo qüinqüênio, em 1991, é diferente da esperada fechada ao final do decênio, também em 1991. No primeiro caso, fecha-se a população apenas
imigrantes intra e internacionais e o número de emigrantes intranacionais, referentes à determinada unidade espacial, desse período. A seguir, do saldo migratório estimado para o segundo qüinqüênio, dessa mesma unidade espacial, deve ser excluída a participação dos emigrantes e dos imigrantes, mensurados anteriormente a partir de quesitos diretamente ligados ao tema no censo, para se chegar ao número aproximado de emigrantes internacionais do período 1986/91. Isso se expressa formalmente da seguinte maneira: II j x II dom x II dom x II x II x I I E SM E 5,int 5 5,int 5 5, 5 5, 5 ,5 5 + = + + + − + − + (x ≥ 5 em 1991) (26), onde, II x E 5,int
5 + corresponde aos emigrantes internacionais, data fixa, do qüinqüênio
1986-91; 5SMxj,+II5 é o saldo migratório da região, relativo ao mesmo qüinqüênio; 5IxII+5,int
refere-se ao número de imigrantes internacionais, data fixa, do período 1986/91;
II dom x
I 5,
5 + corresponde aos imigrantes, data fixa, do período 1986/91, cuja origem
foram outros locais do Brasil; e 5ExII+5,dom representa o número de emigrantes, data fixa da região, no segundo qüinqüênio.
2.3 Relações entre Saldo Migratório Decenal e Qüinqüenais e entre Taxa Líquida de Migração Decenal e Qüinqüenais
O saldo migratório decenal do período 1981/91 não é a simples soma dos saldos qüinqüenais. Resulta da soma do saldo do período 1986/91 mais os sobreviventes do saldo migratório do primeiro qüinqüênio (CARVALHO&RIGOTTI, 1998), como registra a expressão que se segue.
II j x II j x I j x d j x SM RIS SM SM ,10 55 ,5 55 ,5 55 ,10 5 5 + = + * + + + (22), na qual, d j x SM ,10 5
5 + é o saldo migratório decenal;
I j x
SM ,5
5
5 + é o saldo migratório do primeiro
qüinqüênio; 55RISxj,+II5 é a razão intercensitária de sobrevivência estimada, do segundo qüinqüênio, para a região j, do grupo etário x+5, x+10; e 55SMxj+,II10é o saldo migratório do qüinqüênio 1986/91.
entre 1986 e 1991, enquanto no segundo a população é fechada entre 1981 e 1991.
3 EMIGRANTES INTERNACIONAIS E SALDOS MIGRATÓRIOS
Para realizar as estimativas que se seguem, optou-se por adotar uma tábua de mortalidade para cada unidade espacial envolvida, com desagregação por sexo. No caso de São Paulo, Minas Gerais e Bahia, foram utilizadas tábuas, por sexo, desenvolvidas pelo CEDEPLAR a partir de dados de óbitos provenientes do Sistema de Informação sobre Mortalidade - SIM - do Ministério da Saúde, corrigidos por fatores de correção de sub-registro estimados através das técnicas de Growth Balance e de Preston e Coale (CEDEPLAR, 1999). Já a tabela de sobrevivência estimada para o Brasil, referente à década de 70, foi tomada de CARVALHO e PINHEIRO (1986).
A partir dos procedimentos mencionados na seção anterior, foi possível estimar os saldos migratórios da população acima de 5 anos, por sexo, dos períodos 1981/1986, 1986/91 e 1991/96 para os estados de São Paulo, Minas Gerais e Bahia. A Tabela 1 registra os saldos migratórios estimados para os qüinqüênios 1981/86, 1986/91, 1991/96 e para o decênio 1981/91. Pelo saldo migratório total, verifica-se que, no período 81/86, a São Paulo teria ganho aproximadamente 384 mil pessoas, número que aumenta para cerca de 650 mil em 1986/91 e volta a descer para 434 mil em 1991/96. A distribuição por sexo revela aumento da participação das mulheres de 1981/86 para 1986/91 e redução no período seguinte – os percentuais admitem a seguinte seqüência: 67%, 56% e 59%. Em Minas, o saldo total sinaliza que a perda de população vai se reduzindo ao longo do tempo – passa de cerca de -324 mil, no período 1981/86, para –255 mil em 1986/91 e daí para –230 mil em 1991/96. E mais, a participação das mulheres aumenta de um qüinqüênio para outro, apesar da queda no saldo total – de 41,8% ela vai para 45,8% e daí para 48,1%.
O saldos migratórios do decênio 1981/91 informam que Minas Gerais teria perdido aproximadamente 305 mil homens e 246 mil mulheres; enquanto o ganho populacional de São Paulo teria seria, nesse período, de 394 mil homens e de 583 mil mulheres. Os respectivos quocientes das relações de cada um desses saldos com a população observada em 1991 revelam que em Minas a população masculina deveria ser 3,9% maior e a feminina 3,1% maior, na ausência de migrações; já, em São Paulo, o número de homens e o de mulheres deveriam ser, respectivamente, 2,5% e 3,7% maiores, caso não houvesse migração.
Cabe antecipar que para a Bahia, devido aos resultados negativos encontrados para os emigrantes internacionais do qüinqüênio 1986/91, como se verá adiante, apenas se pode confiar nos SM do decênio 1981/91, uma vez que esses saldos não são
afetados pela emigração internacional do segundo qüinqüênio.4 Para o período
1981/91 a Tabela 1 registra que os saldo são negativos, sendo de –200 mil para os homens e 188 mil para as mulheres, aproximadamente. Já SM total, no período 1991/96 teria sido da ordem de –296 mil pessoas. Com isso, os números correspondentes à Bahia não informam, nesses períodos, grandes diferenças nas perdas líquidas de homens e de mulheres – os números sugerem proporções equilibradas.
POPULAÇÕES OBSERVADAS, ESTIMADAS FECHADAS E ESTIMADAS RESIDENTES, SALDOS MIGRATÓRIOS QÜINQÜENAIS E DECENAIS, POR SEXO, DE SÃO PAULO, MINAS GERAIS E BAHIA DO PERÍODO 1981/1996
POPULAÇÃO SÃO PAULO MINAS GERAIS BAHIA
Homens Mulheres Total Homens Mulheres Total Homens Mulheres Total 1981 (obs.) 12.857.392 12.890.135 25.747.528 6.782.750 6.832.658 13.615.408 4.836.942 4.958.980 9.795.922 1986 (fech.)* 12.415.389 12.560.566 24.975.955 6.555.349 6.646.058 13.201.407 4.652.312 4.803.499 9.455.810 1986 (est res)* 12.551.357 12.808.231 25.359.589 6.374.347 6.502.763 12.877.110 4.546.315 4.706.371 9.252.685 SM (1981/1986)* 135.969 247.665 383.634 -181.002 -143.295 -324.297 -105.997 -97.128 -203.125 1986 (est res) 14.163.179 14.369.799 28.532.977 7.276.160 7.378.181 14.654.341 5.337.293 5.480.359 10.817.652 1991 (fech.)* 13.731.070 14.058.915 27.789.985 7.069.664 7.210.481 14.280.145 5.171.479 5.342.446 10.513.924 1991 (obs.)* 14.017.550 14.422.846 28.440.396 6.931.121 7.093.514 14.024.635 5.114.012 5.283.016 10.397.028 SM (1986/1991)* 286.480 363.931 650.411 -138.543 -116.968 -255.511 -57.467 -59.430 -116.897 SM (1981/1991)* 394.786 583.913 978.699 -305.765 -246.105 -551.870 -200.073 -188.761 -388.834 1991 (obs.) 15.594.119 15.952.107 31.546.225 7.798.242 7.932.951 15.731.193 5.846.736 5.997.908 11.844.645 1996 (fech.)* 15.073.883 15.560.151 30.634.034 7.557.697 7.728.912 15.286.609 5.651.765 5.831.665 11.483.430 1996 (obs.)* 15.252.531 15.816.462 31.068.993 7.438.213 7.618.027 15.056.239 5.498.725 5.688.605 11.187.330 SM (1991/1996)* 178.648 256.311 434.959 -119.484 -110.885 -230.369 -153.040 -143.060 -296.100 FONTE DOS DADOS BRUTOS: Censo Demográfico 1991 - IBGE (arquivo de microdados)
NOTA: Dados de população e saldos migratórios estimados apenas para a população de cinco anos e mais de idade. TABELA 1
A Tabela 2 dá conta da importância da emigração internacional na dinâmica populacional dos estados de São Paulo e Minas Gerais. Verifica-se, pela configuração exibida pelos dados, que o número de pessoas que saiu desses estados para outros países sofre, do período 1986/91 ao período 1991/96, um aumento expressivo: no caso de São Paulo, os emigrantes internacionais passaram de aproximadamente 119 mil para 209 mil; e, em Minas, de 153 mil para 219 mil. É preciso notar ainda que a diferença entre o número de emigrantes internacionais de São Paulo e de Minas diminui ao longo do tempo: essa diferença passa de cerca de 34 mil para quase 10 mil
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O erro no SM do segundo qüinqüênio é igual ao erro do saldo migratório do primeiro qüinqüênio, porém com sinais opostos. Consequentemente, ao se agregar adequadamente os dois SM qüinqüenais, para se obter o decenal, os erros se compensam.
pessoas. Quanto à distribuição por sexo desses emigrantes, algumas diferenças merecem atenção, pois se, em Minas, homens e mulheres aparecem em proporções equilibradas em ambos os períodos, não é o que se verifica no caso de São Paulo. No fluxo mineiro, a participação dos homens, que era de 58,7% em 1986/91, situa-se em 52,2% no qüinqüênio 1991/96; enquanto o percentual de mulheres varia de 41,3% para 47,8%. Já em São Paulo, as mulheres aparecem, no deslocamento internacional, em proporção bem menor do que os homens, apesar do aumento significativo da contribuição delas – mais de 43 mil – de um período a outro: em 1986/91, as mulheres representavam 12,2% do fluxo e, 1991/96, 27,7%; os homens passaram de 87,7% para 72,3% no mesmo recorte temporal.
SALDOS MIGRATÓRIOS QÜINQÜENAIS, EMIGRANTES E IMIGRANTES INTRANACIONAIS, IMIGRANTES INTERNACIONAIS E EMIGRANTES INTERNACIONAIS ESTIMADOS, POR SEXO, DE SÃO PAULO, MINAS GERAIS E BAHIA DO PERÍODO 1986/1996
PERÍODO SÃO PAULO MINAS GERAIS BAHIA
Homens Mulheres Total Homens Mulheres Total Homens Mulheres Total 1986/1991 SM 286.480 363.931 650.411 -138.543 -116.968 -255.511 -57.467 -59.430 -116.897 Imigrantes Intranacionais 712.428 684.503 1.396.931 188.173 184.509 372.682 92.943 93.876 186.819 Imigrantes Internacionais 10.980 9.817 20.797 2.873 1.812 4.685 876 662 1.538 Emigrantes Intranacionais 332.194 315.791 647.985 239.414 239.980 479.394 230.625 238.458 469.083 E migrantes Internacionais E s timados 104.734 14.598 119.332 90.175 63.309 153.484 -79.339 -84.490 -163.829 1991/1996 SM 178.648 256.311 434.959 -119.484 -110.885 -230.369 -153.040 -143.060 -296.100 Imigrantes Intranacionais 597.458 560.309 1.157.767 164.945 156.390 321.335 87.968 84.285 172.253 Imigrantes Internacionais 15.346 13.384 28.730 4.027 3.102 7.129 1.192 941 2.133 Emigrantes Intranacionais 282.428 259.332 541.760 173.895 165.389 339.284 231.622 225.659 457.281 E migrantes Internacionais E s timados 151.728 58.050 209.778 114.561 104.988 219.549 10.578 2.627 13.205
FONTE DOS DADOS BRUTOS: Censo Demográfico 1991 - IBGE (arquivo de microdados) NOTA: Saldos migratórios estimados apenas para a população de cinco anos e mais de idade.
TABELA 2
Não é demograficamente aceitável encontrar um número de emigrantes internacionais negativo, pois há apenas duas possibilidades: de determinada região, podem ou não sair pessoas para o estrangeiro. Um número negativo de emigrantes constitui, portanto, uma inconsistência lógica e demográfica. Todavia, se o número de emigrantes internacionais da Bahia, no qüinqüênio 1991/96, era positivo, cerca de 13 mil, não é o que se nota na Tabela 1, porque as células que informam sobre os emigrantes internacionais, no período 1986/91, apresentam números com sinal negativo.
Já foi dito que a estimação dos emigrantes internacionais do período 1986/91, de determinada região, resulta da retirada da participação dos imigrantes intra e
internacionais e dos emigrantes intranacionais, mensurados a partir de quesitos diretamente ligados ao tema no Censo de 1991, do saldo migratório estimado para o segundo qüinqüênio. O SM do segundo qüinqüênio resulta, no entanto, da diferença entre a população observada em 1991 e a população esperada fechada, também, em 1991. População esperada que, por sua vez, deriva da aplicação da razão intercensitária do período 1986/91 à população residente estimada para 1986. Logo, qualquer erro na população residente estimada de 1986 causará um erro de igual valor absoluto no SM do primeiro qüinqüênio e um erro de igual proporção na população esperada de 1991, que será transferido integralmente, agora em termos absolutos e com mesmo sinal, para a estimativa do número de emigrantes internacionais.
Além das causas tradicionais de erros nas estimativas de SM por técnica indireta (erros de declaração de idade, problemas de cobertura censitária e inadequação das razões de sobrevivência), com certeza, erros na estimação da população residente em 1986 são, também, responsáveis pela contradição de estimativas, porventura obtidas, de emigrantes internacionais com sinal negativo.
Essa aparente contradição encontra esclarecimento em raciocínio desenvolvido por RIGOTTI (1999). Primeiro, é preciso considerar que a população estimada em 1986, por meio da taxa média geométrica de incremento anual da coorte, no período 1980/91, seria próxima à real, caso o crescimento desses 11 anos tivesse sido constante, o que provavelmente não ocorreu.
E mais, “...como as estimativas são feitas por coorte, o resultado será influenciado pelos diferenciais de mortalidade e migração, por faixa etária entre os dois qüinqüênios” (RIGOTTI, 1999). Nas coortes de idade mais avançada, dados dois censos consecutivos, a população estimada para o meio do período pode estar subestimada, devido à aceleração da mortalidade à medida que se avança na idade. No caso das coortes de 0-4 e 10-14 anos, ocorre o contrário, pois a mortalidade desacelera-se com o passar dos anos, o que levaria à sobreestimação do grupo etário de 5a 9 anos, em 1986
Além das interferências das diferenças de mortalidade por grupo etário, a maior concentração dos migrantes no primeiro ou no segundo qüinqüênio também
levará a significativas alterações da população estimada para o meio do período. Por exemplo, onde o SM for positivo, o pressuposto de ritmo constante de (de)crescimento levará a sobreestimação da população residente de 1986, se a migração estiver concentrada no segundo qüinqüênio; e concorrerá para subeestimar essa mesma população, se a migração estiver concentrada no primeiro qüinqüênio (RIGOTTI, 1999).
Entretanto, para o período 1991/96 não existe o problema da população estimada residente no início do qüinqüênio, pois conta-se com o Censo de 1991.
Por último, cabe observar, quanto aos demais fluxos, que a participação dos imigrantes internacionais no total de pessoas que entrou em São Paulo, de 1986/91 a 1991/96, permaneceu baixo: de 1.5% ela vai para 2.4%. O mesmo ocorre em Minas e Bahia: naquele caso a participação dos imigrantes internacionais varia de 1.2% para 2.1%; e neste, o percentual varia de 8.2% para 1.2%.
4 REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS
CARVALHO, José Alberto M. de (1996). O saldo dos fluxos migratórios internacionais do Brasil na década de 80 - uma tentativa de estimação. Revista Brasileira de Estudos de População, Campinas : ABEP, v. 13, n. 1, p. 3-14, jan./jun. 1996.
CARVALHO, José Alberto M. de, et al. (1998a). Dados de migração de última etapa e data fixa do Censo Demográfico brasileiro de 1991: uma análise preliminar de consistência. In: ENCONTRO NACIONAL DE ESTUDOS POPULACIONAIS, 11., Caxambu, 1998. Anais. Belo Horizonte : ABEP, 1998. (CD-ROM).
CARVALHO, José Alberto M. de, et al. (1998b). Minas Gerais, uma nova região de atração populacional? In: SEMINÁRIO SOBRE A ECONOMIA MINEIRA, 8., 1998, Diamantina. Anais. Belo Horizonte : CEDEPLAR/UFMG, 1998. p. 397-420. CARVALHO, José Alberto M. de; RIGOTTI, José Irineu R. (1998). Os dados
censitários brasileiros sobre migrações internas: algumas sugestões para análise. Revista Brasileira de Estudos de População, Brasília : ABEP, v. 15, n. 2, p. 7-17, jul./dez. 1998.
CARVALHO, José Alberto M. de; PINHEIRO, Sílvia de M. G. (1986). Fecundidade e mortalidade no Brasil – 1970/80. Belo Horizonte : CEDEPLAR/UFMG, 1986. 151p. (Relatório de Pesquisa).
CEDEPLAR (1999). Projeção populacional das Unidades da Federação, Brasil, por sexo e grupos qüinqüenais de idades, 1990-2020. Belo Horizonte : CEDEPLAR, 1999. (mimeo. Trabalho realizado no âmbito do Projeto "Dinâmica Demográfica, Desenvolvimento Regional e Políticas Públicas". PRONEX/CEDEPLAR/UFMG, 41/96/0892).
RIGOTTI, José Irineu R. (1999). Técnicas de mensuração das migrações, a partir de dados censitários: aplicação aos casos de Minas Gerais e São Paulo. Belo Horizonte, 1999. 141p. Tese (Doutorado), CEDEPLAR/UFMG.
