Efeito tempo, quantum e efeito parturição na transição da fecundidade no Brasil: aplicação do modelo de Köhler & Ortega

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Efeito tempo, quantum e efeito parturição na transição da fecundidade no

Brasil: aplicação do modelo de Köhler & Ortega

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Adriana de Miranda-Ribeiro∞

José Antonio Ortega♦

Eduardo L.G. Rios-Neto♣

Palavras-chave: Fecundidade; Modelo Köhler-Ortega; Efeito Tempo; Efeito Parturição.

Resumo

Os estudos sobre a transição da fecundidade no Brasil têm se limitado, em grande parte, à análise de medidas tradicionais (taxas de fecundidade específicas por idade, taxas de fecundidade total e idade média da fecundidade). O uso dessas medidas, no entanto, pode levar a interpretações equivocadas da realidade, dado que elas são afetadas pelas mudanças no comportamento reprodutivo ocorridas ao longo do tempo. A busca por medidas alternativas surge da necessidade de se conhecer o processo reprodutivo, enquanto componente essencial da dinâmica demográfica. A importância dessa questão tem aumentado, na medida em que a fecundidade alcança níveis cada vez mais baixos. O atual debate sobre fecundidade ocorre em um contexto de baixos – em alguns casos, baixíssimos – níveis de fecundidade e na busca por indícios de recuperação, que levem ao arrefecimento da tendência de decrescimento e envelhecimento populacionais. O presente artigo tem, como objetivo principal, situar o Brasil neste debate, através da aplicação do modelo desenvolvido por Köhler e Ortega (ORTEGA & KOHLER, 2002), que decompõe os efeitos sobre a fecundidade em três componentes: efeito tempo, resultante das mudanças na idade média da fecundidade; efeito parturição, decorrente das mudanças na composição por parturição da função de fecundidade; e quantum, relacionado ao nível da fecundidade. Para a aplicação do modelo, foram utilizadas as histórias de nascimento reconstruídas a partir dos microdados dos Censos Demográficos de 1991 e 2000 (MIRANDA-RIBEIRO & RIOS-NETO, 2006).

∗_{Trabalho apresentado no XV Encontro Nacional de Estudos Populacionais, ABEP, realizado em Caxambú- MG –} Brasil, de 18- 22 de Setembro de 2006.

∞_{Doutoranda em Demografia pelo Cedeplar/UFMG.} ♦_{Professor da Universidad de Salamanca, Espanha.}

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Efeito tempo, quantum e efeito parturição na transição da fecundidade no

Brasil: aplicação do modelo de Kohler & Ortega

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Adriana de Miranda-Ribeiro∞

José Antonio Ortega♦

Eduardo L.G. Rios-Neto♣

Introdução

Os estudos sobre a transição da fecundidade no Brasil têm se limitado, em grande parte, à análise de medidas tradicionais de fecundidade (taxas de fecundidade específicas por idade, taxas de fecundidade total e idade média da fecundidade). Isso se deve, sobretudo, à baixa qualidade dos registros de nascimentos e à ausência de boas histórias de nascimentos. O uso dessas medidas tradicionais, no entanto, pode levar a interpretações equivocadas da realidade, uma vez que sofrem efeito das mudanças ocorridas ao longo do tempo. Neste sentido, os pesquisadores têm buscado medidas alternativas e, longe de chegar a um consenso, caminham em diversas direções, atrás do objetivo de entender o passado, explicar o presente e prever o futuro da fecundidade.

A busca pela medida ideal ou pelo melhor conjunto de medidas de fecundidade surge da necessidade de se conhecer o processo reprodutivo, enquanto componente essencial da dinâmica demográfica. A importância dessa questão tem aumentado, na medida em que a fecundidade alcança níveis cada vez mais baixos. A preocupação que, outrora, esteve focada no crescimento populacional, tem se voltado para os problemas que baixos níveis de crescimento ou decrescimento populacional prolongados – decorrentes dos baixos níveis de fecundidade – podem causar em uma população.

Os esforços na busca pelas medidas esbarram, muitas vezes, na ausência ou na deficiência de dados. A forma mais simples para mensuração da fecundidade é através da utilização dos registros de nascimentos. No entanto, para grande parte da população mundial, esses registros são imprecisos ou incompletos, o que dificulta a sua estimação. Tal fato, na maioria dos casos, condiciona a mensuração às pesquisas domiciliares e, conseqüentemente, à sua periodicidade, representatividade e às informações disponíveis. Em geral, censos demográficos e outras pesquisas domiciliares possuem quesitos sobre reprodução e figuram como as principais – às vezes as únicas – fontes de informação. Neste sentido, da sua exploração depende a qualidade das informações e a extensão do conhecimento da realidade.

Nos países com dados limitados, a exploração mais efetiva das fontes de dados está relacionada, especialmente, ao desenvolvimento de técnicas de análise demográfica que utilizam os dados mais confiáveis das pesquisas para produzir estimativas mais seguras. Pela natureza da sua concepção e devido às informações disponíveis, essas técnicas são denominadas técnicas indiretas e foram, em grande parte, responsáveis pelo desenvolvimento dos estudos demográficos

∗_{Trabalho apresentado no XV Encontro Nacional de Estudos Populacionais, ABEP, realizado em Caxambú- MG –} Brasil, de 18- 22 de Setembro de 2006.

∞_{Doutoranda em Demografia pelo Cedeplar/UFMG.} ♦_{Professor da Universidad de Salamanca, Espanha.}

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naqueles países, dentre os quais, o Brasil. De acordo com Brass (1996), até meados do século XX, o tratamento dos dados demográficos dos países em desenvolvimento não era diferente do tratamento dos dados efetuado nos países desenvolvidos. Isso implicava na produção de estimativas nem sempre confiáveis, o que despertou para a necessidade do desenvolvimento de técnicas indiretas de estimação. No Brasil, ainda hoje – apesar dos esforços no sentido de melhorar a coleta e o tratamento dos dados –, as técnicas indiretas ainda são indispensáveis para suprir a ausência e/ou a baixa qualidade dos dados demográficos, em algumas áreas.

No campo da fecundidade, duas técnicas indiretas foram mais utilizadas no Brasil. A primeira foi desenvolvida por Giorgio Mortara (MORTARA, 1954) para aplicação ao Censo Demográfico brasileiro de 1950. A técnica utiliza a razão entre o total de filhos nascidos vivos das mulheres de determinado grupo etário e o total das mulheres em risco, como uma medida da parturição média das mulheres, P. A técnica utiliza o pressuposto de que o valor de P do grupo etário 40-49 anos de idade pode ser aceito como a taxa de fecundidade total da coorte. Essa técnica foi aplicada até meados da década de 1960, quando William Brass (BRASS, 1975) desenvolveu uma técnica mais robusta, que corrige a fecundidade corrente através da razão entre a parturição e a fecundidade acumulada das mulheres do grupo etário 20-24 anos de idade. A técnica ficou conhecida como técnica P/F de Brass e é muito utilizada no País até hoje, devido à necessidade de se corrigir erros de omissão de nascimentos e erros de declaração da data de nascimento do último filho nascido vivo, ainda presentes nas pesquisas domiciliares. Essa técnica fornece boas estimativas das taxas específicas de fecundidade e das taxas de fecundidade total para um período anterior ao da pesquisa, em geral de três ou quatro anos. A sua aplicação aos dados brasileiros foi possível a partir do Censo Demográfico de 1970, quando foi introduzido o quesito que permitia identificar se a mulher havia tido ou não um filho, ou mais, nascido vivo no ano anterior à pesquisa, informação que permite estimar a fecundidade corrente.

A partir da década de sessenta, os avanços tecnológicos facilitaram o desenvolvimento de outras técnicas – ou metodologias – baseadas em uma forma diferente de manipulação dos dados censitários e que produzem bancos de dados a partir dos quais é possível o cálculo de algumas medidas de fecundidade. Dentre essas técnicas, destacam-se duas, que propõem a reconstrução de histórias de nascimentos, a partir de dados de censos e pesquisas domiciliares (ver MIRANDA-RIBEIRO & RIOS-NETO, 2006). Além de permitir o cálculo de um amplo leque de indicadores, a base de dados composta pelas histórias de nascimentos das mulheres enumeradas no censo permite a construção de séries históricas de indicadores, que os dados, tais como se apresentam, não permitem.

Um exemplo é a série histórica das intensidades, definidas como a razão entre o número de filhos de determinada ordem tidos por mulheres de determinada idade, e o número de mulheres desta idade em risco de ter um filho de tal ordem. A série histórica de intensidades, por sua vez, permite a aplicação do modelo proposto por Köhler e Ortega (descrito por ORTEGA e KOHLER, 2002). Desenvolvido a partir de críticas ao modelo de Bongaarts & Feeney (BONGAARTS e FEENEY, 1998), o modelo de Köhler e Ortega decompõe os efeitos sobre a fecundidade de período em três componentes: efeito tempo, resultante das mudanças na idade média da fecundidade; efeito parturição, decorrente das mudanças na composição por parturição da função de fecundidade; e quantum, relacionado ao nível da fecundidade.

O objetivo deste artigo é aplicar o modelo desenvolvido por Köhler & Ortega aos dados brasileiros de 1991 e 2000, na busca por um melhor entendimento do processo de declínio da fecundidade observado no Brasil. Os dados necessários para a aplicação do modelo são retirados

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das histórias de nascimentos reconstruídas a partir dos microdados dos Censos Demográficos de 1991 e 2000 (MIRANDA-RIBEIRO e RIOS-NETO, 2006). Os resultados serão apresentados para os anos de 1987, 1991, 1996 e 2000, para o Brasil como um todo e desagregados segundo raça/cor e educação.

Antecedentes: modelo de Bongaarts & Feeney

1

Apesar de conceitualmente diferentes, a lógica da definição do efeito tempo está fortemente relacionada à idéia de ‘translação demográfica’, introduzida por Ryder (1964, 1980) e desenvolvida posteriormente por Foster (1990), Calot (1992) e Keilman (1994, 2001). A translação demográfica está relacionada à transformação de medidas de fecundidade de coorte em medidas de fecundidade de período e vice-versa. O conceito desenvolvido por Bongaarts e Feeney (1998) não está relacionado a transformação alguma, mas diz respeito às variações ocorridas na idade média da fecundidade, durante o período em que a taxa de fecundidade total (TFT) é medida.

Essas variações na idade média da fecundidade provocam mudanças nas TFT medidas durante o período. Na tentativa de mensurar as mudanças na TFT, Bongaarts e Feeney desenvolvem um modelo – modelo B-F –, que tenta remover da taxa de fecundidade total (TFT) as distorções causadas pelas mudanças na idade média da fecundidade (BONGAARTS e FEENEY, 1998). Esse modelo propõe o cálculo de uma nova TFT, ajustada às mudanças na idade média da fecundidade (TFTajust), que representaria o valor alcançado pela TFT, não fossem

as mudanças na idade média da fecundidade. Os autores definem ‘efeito tempo’ como sendo as mudanças na idade média da fecundidade e ‘quantum’ como sendo a TFT que seria observada, na ausência do efeito tempo, durante o período no qual a taxa é medida.

A TFTajust é calculada como sendo a soma das TFTi,ajust para cada ordem de nascimento:

∑

= _i_ajust ajust TFT

TFT _, _{(Equação 1)}

As TFTi,ajust são calculadas a partir da Equação 17:

) 1 ( , , i obs i ajust i r TFT TFT − = (Equação 2),

na qual TFTi,obs é a taxa de fecundidade total observada para a ordem de nascimento ‘i’, e ri é a

variação anual da idade média da fecundidade para aquela ordem de nascimento ‘i’.

O desenvolvimento do modelo K-O foi motivado pelas críticas feitas ao modelo proposto por Bongaarts e Feeney. As duas principais críticas ao modelo B-F referem-se ao fato de os autores desconsiderarem os diferenciais de coorte na mudança da idade média da fecundidade e ao fato de usarem medidas inadequadas na aplicação do modelo (VAN IMHOFF & KEILMAN, 2000). A primeira crítica diz respeito, especificamente, ao valor de ri utilizado. Este valor

pressupõe que a mudança na idade média da fecundidade durante o ano, para uma determinada ordem de nascimento, é igual para todos os grupos etários. Isso implica que todas as mulheres, de diferentes idades e coortes, que tiveram um filho de determinada ordem durante um ano, adiantaram ou adiaram este filho na mesma quantidade de tempo. Isso implica que a função de

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fecundidade foi constante durante o período. Van Imhoff e Keilman (1999) e Kohler e Philipov (2000) mostram empiricamente que essa suposição de constância é violada. Isso significa que mudanças de tempo no período são dependentes da coorte e, além do mais, que um quantum de período puro é um conceito insustentável.

A segunda crítica diz respeito ao fato de o modelo utilizar taxas de fecundidade específicas por idade (TEF), cujo denominador contém todas as mulheres de determinado idade ou grupo etário, independente do número de filhos tidos. Assim, as taxas de fecundidade empregadas por B-F não são medidas de exposição ou risco, mas simplesmente freqüências e, quando freqüências de período são somadas para todas as idades, o resultado não pode ser interpretado como um indicador de quantum apropriado (VAN IMHOFF e KEILMAN, 2000). Os autores citam, como exemplos, casos em que a TEF de primeira ordem excede a unidade, o que, na lógica, seria impossível. O que ocorre, nestes casos, tem duas possíveis explicações: a primeira delas é a distorção de tempo, a qual o modelo B-F procura ajustar; a segunda delas diz respeito ao fato de que, ao somar freqüências, assume-se, erroneamente, que a proporção de mulheres sem filhos, ao final de um intervalo de idade, é igual à proporção de mulheres sem filhos do início do intervalo seguinte. Esse não é necessariamente o caso, uma vez que os intervalos de idade se referem a diferentes coortes. Quanto maiores as mudanças no tempo, mais diferentes são as proporções por idade. Assim, o uso de taxas específicas de fecundidade, também denominadas de freqüências, exagera os efeitos das distorções de tempo.

O modelo K-O busca dissociar os efeitos sobre a fecundidade de período em três componentes, através da utilização das funções de intensidades e da introdução da variância das funções de fecundidade, conceito desenvolvido por Kohler e Philipov (2001). A vantagem na utilização de intensidades diz respeito ao fato de elas refletirem a probabilidade instantânea de que uma mulher de determinada categoria tenha um filho (Hoem, 1976) e de serem independentes do comportamento reprodutivo anterior (Ortega e Kohler, 2002).

Modelo de Kohler & Ortega

O primeiro passo para a aplicação do modelo K-O é o cálculo das funções de intensidade, que podem ser extraídas do banco de dados de histórias de nascimentos. São necessárias funções para um período de, no mínimo, cinco anos, já que alguns parâmetros são calculados interativamente. Quanto maior o período, melhor o ajuste dos parâmetros. O banco de dados das histórias de nascimentos reconstruídas a partir dos dados censitários fornece uma série histórica de intensidades por um período de quinze anos. As intensidades são definidas como o número de nascimentos de ordem “i” dividido pelo número de mulheres com parturição “i-1”, sempre controlando pela idade da mulher, conforme a Equação 18:

) ( ) ( ) ( a E a B a m c c c = _{(Equação 3),}

na qual Bc(a) são os nascimentos de filhos de mulheres de idade a e classe c e Ec(a) é o número de mulheres de idade a e da classe c. Do mesmo modo, o banco de dados permite o cálculo de uma série de taxas específicas de fecundidade por ordem de nascimento – as incidências – conforme a Equação 4:

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) ( ) ( ) ( a E a B a f c c = _{(Equação 4),}

na qual B_c(a) são os nascimentos de mulheres de idade a e classe c e E (a) é o número de mulheres de idade a. A relação entre as taxas de incidência e intensidade é dada pela Equação 5:

) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) ( m a a E a E a E a B a E a E a E a B a f c c c c c c c = = = (Equação5),

A variação da idade média da fecundidade, segundo a ordem de nascimento e a idade da mulher, é dada pela Equação 6:

) ( ) ( _j _j _j j a a a r =γ +δ − (Equação 6),

na qual γ e j δ são os parâmetros gama e delta, calculados interativamente por um processo j descrito em Kohler e Philipov (2001). Gama é a mudança na idade média da fecundidade, ao passo que delta é a mudança no logaritmo do desvio padrão. O parâmetro aj é a idade média da função ajustada de fecundidade. As funções ajustadas de intensidade e incidência são dadas pelas Equações 7 e 8, respectivamente: ) ( 1 ) ( ) ( ' a r a m a m j j j − = _{(Equação 7)} e ) ( 1 ) ( ) ( ' a r a f a f j j j − = (Equação 8).

As taxas de fecundidade total, TFTC e TFT, são calculadas segundo as Equações 9 e 10:

∑

= a c C f a TFT ( ) (Equação 9) e

∑

=

∑

= c a a f TFTc TFT ( ) (Equação 10).

Medidas derivadas de tábuas de vida são capazes de eliminar os efeitos de composição das medidas de período. No caso da fecundidade, esses efeitos de composição estão relacionados à distribuição das mulheres segundo a parturição. Por isso, o modelo K-O propõe, como passo seguinte, a construção de uma tábua de fecundidade. Para tanto, as incidências são transformadas em probabilidades, de acordo com a Equação 11:

)] ( exp[ 1 ) (a m a qj = − − j _{(Equação 11)}

A partir das probabilidades da Equação 11, são calculadas outras medidas da tábua de fecundidade. A Equação 12 mostra como é calculado o número de nascimentos de ordem j, de mulheres de idade a, b_j(a):

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) ( ) ( ) (a D a q a b_j = _j _j (Equação 12),

na qual D_j(a) é o número de mulheres de idade a e parturição j. Um processo interativo que utiliza as Equações 12 e 13 calcula o número de mulheres e de nascimentos.

) ( ) ( ) ( ) 1 (a D a b a b ₁ a D_j + = _j − _j + _j₋ _{(Equação 13)}

Para o último grupo de parturição, J, que inclui as ordens de nascimento J e as maiores que J, o número de nascimentos e de mulheres é calculado segundo as fórmulas das Equações 14 e 15. ) ( ) ( ) (a D a f a b_J = _j _J (Equação 14) e ) ( ) ( ) 1 (a D a b ₁ a D_J + = _J + _J₋ (Equação 15)

O número de mulheres na condição inicial da tábua de fecundidade (raiz), de idade α e parturição j=0, é igual a N. À exata idade α e parturição j>0, o número de mulheres é nulo. O número médio de nascimentos de mulheres da coorte sintética é definido pela Equação 16:

∑ ∑

= = = 1 0 2 1 1 0 2 , 1 ( , ) ( ) a a a j j j j j j a a b a b (Equação 16)

Da tábua de fecundidade por idade e parturição é possível, ainda, extrair a fecundidade completa, a partir da fórmula da Equação 17. Essa medida é também denominada “taxa de fecundidade total específica por idade e parturição” (PATFR). Quando a PATFR é construída a partir das intensidades ajustadas, é livre dos efeitos tempo e parturição, ou seja, é uma medida de quantum puro. Essa medida é denominada é denominada PATFRAJUSTADA.

N b

PATFR= 0,J(α,ω)/ = 0,J(α)/ _{(Equação 17)}

A PATFRAJUSTADA é utilizada para a mensuração do efeito parturição, a partir da

comparação com a TFTAJUSTADA. Para calcular a TFTAJUSTADA, as intensidades ajustadas, m`j(a),

são convertidas em incidências (ajustadas). Este procedimento leva a um resultado análogo ao do modelo B-F, com a diferença que, neste caso, a inferência sobre o efeito tempo fundamenta-se em uma sólida base metodológica.

As medidas calculadas permitem que se estime a distorção causada na medida de fecundidade pelos efeitos tempo (r) e parturição (d), a partir das Equações 18 e 19. Efeito tempo negativo implica que a TFTOBSERVADA é maior que a TFTAJUSTADA, ou seja, houve uma redução

na idade média da fecundidade (as mulheres adiantaram o nascimento dos filhos) e isso levou a um aumento no valor da TFT no período. O efeito tempo positivo provoca um efeito contrário.

A interpretação do efeito parturição é o oposto à do efeito tempo. O sinal positivo implica em TFTAJUSTADA maior que a PATFRAJUSTADA, ou seja, favorece a uma fecundidade observada

maior do que seria, na ausência do efeito. A interpretação de um efeito parturição negativo é o oposto.

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AJUSTADA OBSERVADA TFT TFT r = 1− (Equação 18) 1 − = AJUSTADA AJUSTADA PATFR TFT d (Equação 19)

Resultados

2

Os resultados da aplicação do modelo K-O aos dados brasileiros fornecem um panorama dos efeitos tempo, parturição e quantum sobre a fecundidade brasileira em 1987, 1991, 1996 e 2000. São apresentados resultados para o Brasil buscando mostrar um panorama geral dos efeitos tempo e parturição na queda da fecundidade no país (TAB. 1 a 4 e GRAF. 1 a 4). Em seguida, são exploradas duas importantes características socioeconômicas: raça/cor (TAB. 5 a 8 e GRAF. 5 a 8) e educação (TAB. 9 a 12 e GRAF. 9 a 12). Esses resultados buscam diferenciais que possam auxiliar no melhor entendimento do modelo e das mudanças ocorridas durante parte do período de transição demográfica no país. Para os dois primeiros períodos, foram utilizados os dados das histórias de nascimentos reconstruídas a partir do Censo Demográfico de 1991; para os dois últimos períodos, foram utilizados os dados das histórias de nascimentos reconstruídas a partir do Censo Demográfico de 2000.

Os dados da TAB.1 mostram que, em 1987, a taxa de fecundidade total observada, de 3,31, seria menor (2,18), não fosse a atuação dos efeitos tempo (-35,3%) e parturição (12,3%). Caso não houvesse mudanças na idade média da fecundidade (neste caso, uma queda em todas as ordens de nascimento ou, em outras palavras, um adiantamento dos filhos), a TFT alcançaria 2,45. Embora ambos os efeitos médios favoreçam um aumento da TFT observada, a análise das ordens de nascimento separadamente mostra que isso ocorre somente na ordem 4+. Nas demais ordens, principalmente na ordem 2, os efeitos se compensam e diminuem a diferença entre a taxa observada e a PATFR. O efeito composição médio é positivo e isso se deve ao forte efeito positivo da ordem superior (4+), uma vez que, para as demais ordens, o efeito parturição é negativo.

Tabela 1

Brasil, 1987: Quantum, Efeito Tempo e Efeito Parturição sobre a fecundidade.

1 2 3 4+ Total

TFT OBSERVADA 0.891 0.721 0.499 1.201 3.31

TFT AJUSTADA 0.835 0.508 0.341 0.765 2.45

Efeito Tempo Médio (%) (6.74) (41.96) (46.50) (57.02) (35.29)

PATFR 0.882 0.810 0.565 0.382 2.64

PATFR AJUSTADA 0.865 0.723 0.387 0.206 2.18 Efeito Parturição Médio (%) (3.48) (29.67) (11.90) 271.93 12.32

Parturição

Fonte: Censo Demográfico de 1991, História de Nascimentos.

Em 1991 (TAB.2), os efeitos tempo e parturição contribuem para uma TFT observada (2,66) maior do que seria (2,02) na ausência das mudanças na idade média da fecundidade e na

2_{Os resultados apresentados no presente trabalho constituem-se em uma versão atualizada dos resultados} apresentados em SILVA, MIRANDA-RIBEIRO e RIOS-NETO, (2005), no qual foi utilizado o banco de dados de histórias de nascimentos resultante de outra metodologia de reconstrução.

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composição por parturição. Em comparação com 1987, ambos os efeitos são menores. Analisando os efeitos nas diversas ordens de nascimento, assim como em 1987, os dois efeitos se compensam e, novamente, o efeito parturição médio é positivo devido ao forte efeito na parturição de ordem superior.

Tabela 2

1 2 3 4+ Total

TFT OBSERVADA 0.878 0.659 0.404 0.723 2.66

TFT AJUSTADA 0.817 0.576 0.304 0.460 2.16

Efeito Tempo Médio (%) (7.41) (14.33) (32.88) (57.08) (23.44)

PATFR 0.876 0.753 0.427 0.246 2.30

PATFR AJUSTADA 0.855 0.699 0.323 0.143 2.02 Efeito Parturição Médio (%) (4.39) (17.59) (5.98) 221.19 6.79

Parturição

Em 1996, conforme os dados da TAB. 3, os efeitos tempo e parturição médios continuam favorecendo uma TFT observada maior. O efeito tempo diminuiu para todas as ordens de nascimento e o efeito parturição da primeira ordem de nascimento é positivo, embora bastante próximo de zero. Em 2000, praticamente não há efeito parturição médio e a diferença entre a TFT observada e a PATFRAJUSTADA se deve praticamente às mudanças na idade média da

fecundidade.

Tabela 3

1 2 3 4+ Total

TFT OBSERVADA 0.909 0.659 0.391 0.611 2.57 TFT AJUSTADA 0.880 0.601 0.309 0.448 2.24 Efeito Tempo Médio (%) (3.29) (9.74) (26.65) (36.24) (14.85)

PATFR 0.873 0.750 0.411 0.231 2.27

PATFR AJUSTADA 0.864 0.720 0.337 0.156 2.08 Efeito Parturição Médio (%) 1.78 (16.63) (8.40) 186.94 7.67

Parturição

Fonte: Censo Demográfico de 2000, História de Nascimentos. Tabela 4

1 2 3 4+ Total

TFT OBSERVADA 0.845 0.572 0.337 0.311 2.06 TFT AJUSTADA 0.851 0.526 0.320 0.194 1.89 Efeito Tempo Médio (%) 0.74 (8.79) (5.52) (59.91) (9.21)

PATFR 0.857 0.670 0.304 0.147 1.98

PATFR AJUSTADA 0.859 0.650 0.281 0.100 1.89 Efeito Parturição Médio (%) (0.97) (19.15) 13.66 93.69 (0.02)

Parturição

O GRAF. 1 ilustra a evolução do efeito tempo médio durante o período analisado. Observa-se uma forte tendência de queda entre 1987 e 2000, e a curva sugere uma tendência de

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queda após 2000, provavelmente menos acentuada que no período anterior. O efeito parturição (GRAF. 2) foi menor que o efeito tempo durante todo o período. Com a queda dos níveis de fecundidade e pela tendência apresentada, é provável que ele continue pequeno.

Gráfico 1

Brasil, 1987-2000: Efeito Tempo sobre a fecundidade.

-40.0 -30.0 -20.0 -10.0 0.0 1987 1991 1996 2000 Efeito Tempo (%)

Fonte: Censos Demográficos de 1991 e 2000, História de Nascimentos. Gráfico 2

Brasil, 1987-2000: Efeito Parturição sobre a fecundidade.

-10.0 0.0 10.0 20.0 30.0 40.0 1987 1991 1996 2000 Efeito Parturição (%)

Brasil, 1987-2000: Taxa de Fecundidade Total, observada e ajustada.

1.0 2.0 3.0 4.0 5.0 1987 1991 1996 2000 TFT Observada TFT Ajustada

Fontes: Censos Demográficos de 1991 e 2000, História de Nascimentos.

O GRAF. 3 apresenta os resultados da Taxa de Fecundidade Total observada e ajustada nos quatro momentos. A série de TFT ajustada, livre do efeito tempo, se aproxima da TFT observada durante o período, resultado corroborado pela queda do efeito tempo. No GRAF. 4,

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observa-se que, em 1991, a PATFR, o componente de quantum puro, já apresenta-se abaixo do nível de reposição, tendência que se mantém em 1996 e 2000.

Gráfico 4

Brasil, 1987-2000: Taxa de Fecundidade Específica por Idade e Parturição (PATFR), observada e ajustada. 1.0 2.0 3.0 4.0 1987 1991 1996 2000

PATFR Observada PATFR Ajustada

Fonte: Censos Demográficos de 1991 e 2000, História de Nascimentos.

Os diferenciais segundo a raça/cor, apresentados nas TAB. 5 a 8 e nos GRAF. 5 a 8, comparam resultados de mulheres agrupadas segundo duas categorias: brancas e pretas/pardas. Os resultados indicam que as mulheres brancas iniciaram a transição da fecundidade em um período bem anterior às pretas/pardas e que há uma tendência de convergência dos valores das taxas e efeitos.

Tabela 5

Brasil, 1987: Quantum, Efeito Tempo e Efeito Parturição sobre a fecundidade, segundo raça/cor.

1 2 3 4+ Total 1 2 3 4+ Total TFT OBSERVADA 0.891 0.703 0.436 0.683 2.713 0.879 0.730 0.566 1.746 3.92

TFT AJUSTADA 0.851 0.545 0.289 0.453 2.138 0.819 0.488 0.436 1.178 2.92

Efeito Tempo Médio (%) (4.64) (28.85) (51.13) (50.81) (26.87) (7.34) (49.51) (29.90) (48.16) (34.21)

PATFR 0.875 0.784 0.482 0.264 2.405 0.889 0.821 0.629 0.481 2.82 PATFR AJUSTADA 0.863 0.724 0.337 0.138 2.062 0.870 0.737 0.484 0.304 2.40

Efeito Parturição Médio (%) (1.36) (24.73) (14.26) 228.33 3.69 (5.90) (33.78) (9.95) 287.35 21.93

PARTURIÇÃO

BRANCAS PRETAS E PARDAS

Em 1987 (TAB.5), ambas as categorias de cor/raça apresentavam uma forte influência do efeito tempo no aumento da fecundidade observada (26,9% para as brancas e 34,2% para as pretas/pardas). Houve uma diminuição da idade média da fecundidade em todas as ordens, especialmente nas ordens 2, 3 e 4+. O efeito parturição médio contribuiu para o aumento da TFT observada, mas a análise das parturições indica que o efeito positivo se dá por causa do forte efeito positivo da ordem 4+, pois nas demais ordens ele é negativo e compensa parte do efeito tempo negativo. Entre as brancas, tanto a medida livre do efeito tempo (TFTAJUSTADA) quanto a

medida de quantum puro (PATFRAJUSTADA) apresentam-se abaixo do nível de reposição. Entre as

pretas/pardas isso ainda não ocorre.

Na TAB. 6, os resultados indicam que em 1991 os efeitos tempo e parturição médios sofreram uma queda em relação ao período anterior. O efeito tempo negativo continua indicando queda na idade média da fecundidade em todas as ordens de nascimentos, para brancas e para

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pretas/pardas. O efeito parturição apresenta uma diferença em relação a 1987, que é o valor positivo para a ordem de nascimento 1 das mulheres brancas. Esse valor positivo acentua o aumento da taxa de fecundidade observada desta ordem (0.92) em relação ao que seria (0,87), na ausência dos efeitos tempo e parturição.

Tabela 6

TFT AJUSTADA 0.891 0.615 0.255 0.273 2.034 0.737 0.540 0.312 0.701 2.29

Efeito Parturição Médio (%) 1.97 (14.55) (11.20) 177.71 2.78 (11.19) (20.75) (9.04) 297.09 12.75

PARTURIÇÃO

TFT AJUSTADA 0.880 0.567 0.261 0.291 1.999 0.872 0.745 0.338 0.618 2.57

Efeito Tempo Médio (%) (1.04) (10.76) (28.10) (26.28) (11.00) (6.45) 7.00 (36.24) (49.51) (16.81)

Efeito Parturição Médio (%) 2.49 (18.08) (5.43) 177.22 3.49 0.13 (4.52) (20.48) 180.16 12.01

PARTURIÇÃO

Em 1996 (TAB. 7) o diferencial de efeito tempo médio entre brancas e pretas/pardas diminuiu em relação aos períodos anteriores. O diferencial de efeito parturição médio também diminuiu em relação aos períodos anteriores. Ambos os efeitos médios continuam contribuindo para um aumento da TFT observada, nas duas categorias, o que faz com que a TFT observada esteja acima do nível de reposição, o que não ocorre com a PATFRAJUSTADA.

Tabela 8

TFT AJUSTADA 0.848 0.480 0.276 0.167 1.771 0.846 0.560 0.345 0.389 2.14

Efeito Tempo Médio (%) 1.08 (15.55) (6.40) (52.01) (9.60) (0.11) (5.36) (12.47) (51.09) (12.75)

Efeito Parturição Médio (%) (0.25) (20.90) 20.24 143.33 0.91 (2.73) (19.09) 5.30 179.82 5.50

PARTURIÇÃO

Em 2000 (TAB. 8), o diferencial dos efeitos tempo e parturição médios e os diferenciais de fecundidade diminuem ainda mais entre as duas categorias de raça/cor. O efeito parturição é baixo entre as pretas/pardas e quase nulo entre as brancas. O resultado interessante é a inversão de sinal do efeito tempo entre as brancas, na primeira ordem de nascimento e o valor baixo

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(embora ainda negativo) entre as pretas/pardas. Entre as brancas observa-se que, mesmo com a atuação dos efeitos tempo e parturição a favor de um aumento da fecundidade, a TFT observada encontra-se abaixo do nível de reposição. Entre as pretas/pardas, o quantum puro assume o valor de 2,02, também abaixo do nível de reposição.

No GRAF. 5, observa-se a tendência de evolução do efeito tempo para as duas categorias de raça/cor. A diminuição na magnitude do efeito é forte para as duas categorias e mais intensa para as pretas/pardas. As curvas mostram que a intensidade da queda é menor entre 1996 e 2000 e mostram também que é provável que os valores convirjam.

Gráfico 5

Brasil, 1987-2000: Diferenciais do efeito tempo sobre a fecundidade, segundo raça/cor.

-40.0 -30.0 -20.0 -10.0 0.0 1987 1991 1996 2000

BRANCAS PRETAS E PARDAS

O GRAF. 6 também mostra uma tendência de convergência, desta vez no efeito parturição. Entre as brancas, este efeito foi muito pequeno durante todo o período, o que não aconteceu entre as mulheres da outra categoria. Isso é uma indicação de que a queda da fecundidade entre as mulheres pretas/pardas é mais recente e que, entre as brancas, teve início em um momento bem anterior a 1987.

Gráfico 6

Brasil, 1987-2000: Diferenciais do efeito parturição sobre a fecundidade, segundo raça/cor.

-10.0 0.0 10.0 20.0 30.0 40.0 1987 1991 1996 2000

BRANCAS PRETAS E PARDAS

As curvas das taxas de fecundidade total das mulheres brancas e pretas/pardas, observada e ajustada, são mostradas no GRAF. 7. A tendência de convergência das taxas, principalmente das ajustadas, mostra que se não fosse a queda da idade média da fecundidade, praticamente não haveria diferencial de TFT segundo raça/cor. Em 1987, o diferencial era mais evidente.

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As curvas de taxa de fecundidade específicas por idade e parturição, mostradas no GRAF. 8, apresentam diferenciais menores, durante todo o período de análise. Isso ocorre principalmente entre curvas ajustadas, que representam o valor de quantum puro, livre dos efeitos tempo e parturição. Isso indica que o diferencial de fecundidade segundo raça/cor seria pequeno e praticamente nulo, a partir da década de 1990, não fossem as mudanças na idade média da fecundidade e na composição da fecundidade por parturição.

Gráfico 7

Brasil, 1987-2000: Diferenciais de Taxa de Fecundidade Total, observada e ajustada, segundo raça/cor. 1.0 2.0 3.0 4.0 5.0 1987 1991 1996 2000

OBS - BRANCAS AJUST - BRANCA

OBS - PRETAS E PARDAS AJUST - PRETAS E PARDAS

Brasil, 1987-2000: Diferenciais de PATFR, observada e ajustada, segundo raça/cor.

1.0 2.0 3.0 4.0

1987 1991 1996 2000

OBS - BRANCAS AJUST - BRANCA

OBS - PRETAS E PARDAS AJUST - PRETAS E PARDAS

Para a análise dos diferenciais segundo o nível educacional, apresentados nas TAB. 9 a 12 e nos GRAF. 9 a 12, as mulheres foram também agrupadas em duas categorias: 0 a 3 anos de estudo (baixa escolaridade) e 4 a 7 anos de estudo (média escolaridade). Os resultados mostram que há um diferencial entre as duas categorias, tanto no que se refere ao nível da fecundidade, quanto no que se refere ao momento do início da queda da fecundidade.

Os resultados para 1987 (TAB. 9) mostram um forte efeito tempo médio para as duas categorias de mulheres (-36,7% para as mulheres de escolaridade baixa e –20,3% para as de escolaridade média). Uma análise do efeito tempo por parturição mostra que, entre as menos escolarizadas, houve um forte efeito tempo para as ordens de nascimento 2, 3 e 4+. Entre as mulheres de escolaridade média, houve um adiantamento mais efetivo dos filhos de ordem 2 e 4+, sendo que o efeito foi menor nas ordens 1 e 3. O efeito parturição médio também favoreceu o aumento da TFT observada. Como entre as mulheres menos escolarizadas os efeitos foram

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fortes, a diferença entre a TFT observada e a PATFRAJUSTADA é bastante grande (diferença de

2,3, aproximadamente). Entre as mulheres de média escolaridade, essa diferença ficou em cerca de 0,7.

Tabela 9

Brasil, 1987: Quantum, Efeito Tempo e Efeito Parturição sobre a fecundidade, segundo anos de estudo completos.

TFT AJUSTADA 0.847 0.537 0.458 1.592 3.433 0.888 0.623 0.545 0.580 2.64

Efeito Parturição Médio (%) (5.38) (32.33) (19.06) 307.44 29.80 (2.19) (22.16) 3.47 140.67 6.48

0-3 ANOS DE ESTUDO 4-7 ANOS DE ESTUDO PARTURIÇÃO

TFT AJUSTADA 0.780 0.608 0.524 1.095 3.008 0.831 0.650 0.312 0.289 2.08

Efeito Parturição Médio (%) (10.39) (20.66) (1.92) 230.06 20.14 (7.06) (14.40) (8.61) 196.99 (0.47)

Em 1991 (TAB. 10) os resultados mostram, ainda, um forte efeito tempo médio para as duas categorias de mulheres, menor para as de escolaridade baixa e maior para as de escolaridade média (-22,5% para as mulheres de escolaridade baixa e –28,1% para as de escolaridade média). Uma análise do efeito tempo por ordem de nascimento mostra que, entre as mulheres de escolaridade média houve um aumento significativo no efeito tempo (o que implica em queda da idade média da fecundidade) nas duas ordens de nascimento superiores. O efeito parturição diminuiu nas duas categorias, chegando a ficar negativo (próximo de zero) para as mulheres de 4 a 7 anos de estudo. A medida de quantum puro para as mulheres de escolaridade média está abaixo do nível de reposição.

Os resultados para 1996 são apresentados na TAB. 11. Observa-se uma certa oscilação em relação aos dados de 1991 e isso provavelmente se deve ao fato de os resultados de 1991 e 1996 serem oriundos de diferentes fontes de dados. As oscilações, no entanto, não comprometem a análise das tendências dos efeitos tempo e parturição sobre o quantum da fecundidade. O efeito tempo diminui para as duas categorias de escolaridade, mas continua negativo e intenso, principalmente para as ordens de nascimento superiores. O efeito parturição aumenta para as mulheres de menor escolaridade e, para as mulheres mais escolarizadas, volta a ser positivo, mas com valor ainda muito baixo. Os resultados mostram uma diferença de 0,55 entre a TFT observada e a medida de quantum puro para as mulheres mais escolarizadas e de 1,20 para as

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mulheres menos escolarizadas. Para as primeiras, essa diferença se dá basicamente pela ação do efeito tempo e para as últimas, a diferença se dá principalmente pela ação do efeito parturição.

Tabela 11

TFT AJUSTADA 0.903 0.805 0.489 1.249 3.446 0.934 0.756 0.293 0.426 2.41

Efeito Parturição Médio (%) 0.49 (4.38) (18.32) 206.61 25.47 1.58 (7.85) (32.54) 193.95 3.88

TFT AJUSTADA 0.823 0.566 0.480 0.710 2.578 0.900 0.666 0.259 0.307 2.13

Efeito Tempo Médio (%) 0.35 (15.45) (14.38) (50.48) (19.85) (3.57) (11.12) (25.86) (51.27) (15.51)

Efeito Parturição Médio (%) (6.94) (24.52) 7.06 202.69 11.31 (3.55) (14.39) (21.84) 250.59 0.12

Em 2000, o efeito parturição continua baixo para as mulheres mais escolarizadas e cai significativamente para as mulheres mais escolarizadas. Uma análise segundo a ordem de nascimento indica a força do efeito parturição para a ordem de nascimento superior. Em relação ao efeito tempo, ele permanece negativo para as duas categorias e menos intenso para as mais escolarizadas. Para as mulheres menos escolarizadas, os resultados indicam um efeito tempo positivo na primeira ordem de nascimento. A diferença entre TFT observada e a medida de quantum puro, assim como nos demais períodos, é maior para as menos escolarizadas.

O GRAF. 9 ilustra os diferencias de tendência do efeito tempo para as duas categorias de escolaridade. Embora partindo de níveis diferentes e com tendências opostas entre 1987 e 1991 e entre 1996 e 2000, o efeito tempo, ao final do período de análise, assume valores bastante próximos em 2000, para as duas categorias de escolaridade. As tendências opostas verificadas entre 1996 e 2000 não permite supor uma convergência, mas permite especular sobre a possibilidade de o grupo mais escolarizado estar caminhando para níveis positivos de efeito tempo.

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Gráfico 9

Brasil, 1987-2000: Diferenciais do efeito tempo sobre a fecundidade, segundo anos de estudo completos. -50.0 -40.0 -30.0 -20.0 -10.0 0.0 1987 1991 1996 2000 TEMPO 0-3 TEMPO 4-7

Em relação ao efeito parturição, o GRAF. 10 deixa claro que o início da queda da fecundidade entre as mulheres com escolaridade média foi anterior ao das mulheres menos escolarizadas. Apesar da oscilação em 1996, o efeito parturição praticamente não altera a fecundidade observada das mulheres com média escolaridade; para as mulheres menos escolarizadas, a curva sugere uma forte tendência de queda deste efeito

Gráfico 10

Brasil, 1987-2000: Diferenciais do efeito parturição sobre a fecundidade, segundo anos de estudo completos. -10.0 0.0 10.0 20.0 30.0 40.0 1987 1991 1996 2000 PARTURIÇÃO 0-3 PARTURIÇÃO 4-7

O GRAF. 11 apresenta as curvas de tendência das taxas de fecundidade total, observada e ajustada, para as duas categorias educacionais. Observa-se pelas curvas das TFT observadas que o diferencial entre as categorias diminui ao longo do tempo e, embora as curvas sugiram uma tendência de convergência nos valores das TFT, ela provavelmente não ocorrerá no curtíssimo prazo. O efeito tempo ligeiramente maior das mulheres menos escolarizadas faz com que em 2000 a diferença entre TFT observada e ajustada seja maior que a diferença observada nas curvas das mais escolarizadas. Em relação às curvas das TFT ajustadas, observa-se uma tendência de convergência entre as duas categorias em 2000.

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Gráfico 11

Brasil, 1987-2000: Diferenciais de Taxa de Fecundidade Total, observada e ajustada, segundo anos de estudo completos. 1.0 2.0 3.0 4.0 5.0 1987 1991 1996 2000 TFT OBS 0-3 TFT AJUST 0-3 TFT OBS 4-7 TFT AJUST 4-7

A partir do GRAF. 12, observa-se, em 2000, uma clara tendência de convergência das medidas, tanto intra como entre categorias. Esse aspecto é esperado, na medida em que as taxas assumem valores cada vez mais baixos. A medida de quantum puro encontra-se próxima do nível de reposição, para as mulheres com média escolaridade e, para as mulheres menos escolarizadas, essa é uma tendência.

Gráfico 12

Brasil, 1987-2000: Diferenciais de PATFR, observada e ajustada, segundo anos de estudo completos. 1.0 2.0 3.0 4.0 1987 1991 1996 2000

PATFR OBS 0-3 PATFR AJUST 0-3

PATFR OBS 4-7 PATFR AJUST 4-7

Considerações Finais

A aplicação do modelo K-O permite situar o Brasil frente ao atual debate sobre fecundidade abaixo do nível de reposição. Nos países desenvolvidos, a grande preocupação está relacionada aos baixos níveis de fecundidade e suas conseqüências para o crescimento e envelhecimento populacionais. Nestes lugares, o efeito tempo positivo indica que a fecundidade medida no período é menor devido ao fato de as mulheres estarem postergando o nascimento dos filhos. A grande questão é se esses nascimentos que não estão ocorrendo serão recuperados no futuro, ou não. É importante ressaltar que as medidas calculadas pelo modelo K-O são medidas de período e não devem ser interpretadas como comportamento futuro das coortes.

O caso do Brasil é interessante, porque a transição da fecundidade para baixos níveis ocorreu sem a presença de um efeito tempo positivo, como nos países desenvolvidos. Ao

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contrário, os resultados indicam que o efeito tempo foi negativo durante todo o período de análise. A conseqüência deste efeito foi um aumento das taxas de fecundidade observadas. Mesmo com esse incremento, o Brasil chega, ao final do período, com níveis de fecundidade baixos e, para alguns grupos específicos, abaixo do nível de reposição.

Sem querer entrar em discussões teóricas aprofundadas (que não fazem parte dos objetivos deste trabalho), é interessante situar o caso brasileiro em relação a alguns pontos importantes. De acordo com Lesthaeghe e Willems (1999), há três fases distintas na transição da fecundidade. A primeira fase é caracterizada por um declínio da fecundidade em todas as idades e ordens de nascimento, sem postergação da fecundidade; nesta fase, o quantum é o efeito dominante. Na segunda fase, ganhos em educação e aumento da participação feminina no mercado de trabalho, mudança de comportamento e aumento da instabilidade das uniões, dentre outros fatores, levam ao processo de postergação da fecundidade; nesta fase, o efeito tempo é o dominante. Na terceira fase, a postergação cessa, mas a recuperação da fecundidade nas idades mais avançadas não seria completa; nesta fase, o efeito tempo, novamente, se tornaria dominante. O Brasil, como mostraram os resultados, se situa na primeira fase da transição da fecundidade, onde predomina a queda generalizada dos níveis de fecundidade. A questão que se coloca é se o Brasil como um todo vai ou não entrar na segunda fase da transição da fecundidade.

Não existe uma resposta clara para essa questão, apenas especulações. Os resultados segundo categorias de raça/cor e educação mostram a heterogeneidade do comportamento reprodutivo das mulheres brasileiras. É possível que alguns grupos socioeconômicos específicos de determinadas localidades estejam em processo de postergação da fecundidade, por exemplo, mulheres de regiões desenvolvidas, com alta escolaridade (o que representa uma parcela muito pequena as mulheres brasileiras). Mesmo que isso esteja ocorrendo, nada garante que outras mulheres, na medida em que se tornam mais escolarizadas, reproduzam esse mesmo comportamento. Se isso acontecer, a provável conseqüência deve ser um efeito tempo positivo e níveis baixíssimos da TFT observada, colocando o Brasil como um dos primeiros países em desenvolvimento a atingir esses níveis (abaixo de 1,3). Embora esta condição seja indesejada em termos macroeconômicos, é extremamente desejada em termos dos direitos universais, na medida em que está relacionada ao aumento da escolaridade, ao declínio da fecundidade entre as adolescentes e ao maior acesso a métodos contraceptivos.

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