RECESSÕES ECONÔMICAS REDUZEM A TAXA DE MORTALIDADE? EVIDÊNCIAS PARA O BRASIL

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1 RECESSÕES ECONÔICAS REDUZE A TAXA DE ORTALIDADE? EVIDÊNCIAS PARA O BRASIL Resumo Este artgo analsa a relação entre taxa de emprego e taxa de mortaldade no Brasl durante o período de A fundamentação teórca tem como base a lteratura sobre condções macroeconômcas e saúde, enfatzando a exstênca de duas hpóteses controversas. A hpótese de Ruhm sugere que elevadas taxas de desemprego estão assocadas com menor taxa de mortaldade e vce versa, resultado oposto do trabalho anteror de Brenner. Para estmar o mpacto do emprego sobre a mortaldade utlzou-se a metodologa proposta por Ruhm (2000). Controlando para efetos específcos em um modelo de dados de panel estátco e dnâmco encontramos evdêncas de que a taxa de mortaldade total é maor nas recessões, ou seja, quando as condções macroeconômcas melhoram ocorre uma queda na taxa de mortaldade. Este resultado sugere que acetamos a hpótese de Brenner em oposção a de Ruhm. Palavras chave: emprego, taxa de mortaldade, flutuações econômcas, saúde, G, efetos fxos. Abstract The paper nvestgates de relatonshp between employment rate and mortalty rate n Brazl durng the perod It brefly revews the lterature on macroeconomc condtons and health, emphaszng the exstence of two controversal hypothess. The Ruhm s ypothess suggest that hgh unemployment rates assocated wth lower mortalty and vce versa stands n stark contrast to Brenner s earler work, who found the opposte effect. The paper follows the methodology put forward Ruhm (2000) to estmate the mpact of employment on mortalty rate. Controllng for a state-specfc effects usng a statc and dynamc panel data model, we fnd evdence that total mortalty rate s hgher n recessons,.e. when mproved the condton macroeconomcs occur a fall n mortalty rate. Ths result suggests that we accept the Brenner s hypothess n opposte to Ruhm s hypothess Key words: employment, mortalty rate, economcs fluctuatons, health, G, fxed effects. 1. Introdução Instabldades ou recessões econômcas contrbuem para uma melhora na saúde? Na lteratura econômca uma sére de estudos realzados a partr da década de 70 demonstra que a resposta a essa ndagação não possu um consenso e que as evdêncas sustentam duas hpóteses controversas. A hpótese de Brenner sugere que as recessões e outras fontes de nstabldade econômca têm um mpacto negatvo sobre a saúde da população, aumentando a mortaldade em geral bem como a mortaldade atrbuída a causas específcas como as causadas por problemas cardovasculares, crrose, sucídos, homcídos entre outras e a morbdade 1, medda, por exemplo, pela ncdênca do alcoolsmo e hosptalzações em nsttuções psquátrcas. Em oposção a essa hpótese, recentemente tem sdo evdencada a hpótese de Ruhm 2, a qual mostra as recessões econômcas contrbundo para uma melhora na saúde e conseqüente redução da mortaldade. 1 orbdade: dz respeto ao estado de saúde dos ndvíduos vvos. Usualmente, nos países desenvolvdos, ela e avalada através de índces de anos de vda ajustados a qualdade de vda, denomnados QALYs. Eles são construídos a partr de pesqusas específcas onde o ndvíduo avala o seu estado de saúde. No Brasl não exste QALYs. 2 Embora na lteratura econômca o termo hpótese de Ruhm não seja tão explícto, cunha-se esse termo aqu com base nos resultados orundos de uma sére de estudos entre desemprego e mortaldade, cuja relação se mostrou negatva, ou seja, ao ocorrer um aumento no desemprego ocorre uma redução na mortaldade. Essa hpótese tem evdêncas nos

2 Em uma análse pormenorzada desses estudos é possível constatar algumas semelhanças. Ao consderar os dados é comum observar que os estudos foram realzados apenas para uma amostra de países desenvolvdos como, por exemplo, para os Estados Undos, Suéca e para os países da OCDE. Em nenhum dos estudos verfcou-se o uso de uma amostra de países em desenvolvmento, aspecto que não dexa de ser curoso. Como proxes da saúde, consderou-se mortaldade devda a todas as causas, seja ela separada por gênero ou dade, seja mortaldade devda a causas específcas 3. Com relação a equação utlzada para testar se nstabldade econômca ou recessão afeta a saúde, empregou-se a mesma especfcação para todo o conjunto de trabalhos. Por outro lado, a dferença encontrada está no método econométrco utlzado. Nesse sentdo, as evdêncas empírcas favoráves à hpótese de Brenner estão apoadas em análses de dados agregados de séres de tempo específcos a uma localzação enquanto que a hpótese de Ruhm tem evdêncas com base em modelos com a estrutura de dados em panel para controlar para as localzações geográfcas múltplas em dversos pontos no tempo. Entretanto, qual dessas metodologas é a mas adequada para estmar a relação entre o desemprego e a mortaldade? Para Sogaard (1992) e Wagstaff (1985), os resultados encontrados com o uso de séres de tempo são sensíves a escolha dos países, aos períodos e apresentam problemas com varáves omtdas que estão espuramente correlaconadas com os regressores que, de certa forma, comprometem as evdêncas favoráves à hpótese de Brenner. Assm, ao consderar o fato de que em nenhum dos estudos verfcou-se o uso de uma amostra de países em desenvolvmento e que a evdênca favorável a uma das duas hpóteses está no método empregado, que evdêncas encontraríamos ao estender esses estudos para países em desenvolvmento? Será que ao empregar o método recomendado por Ruhm (2000) para controlar os problemas com varáves omtdas os resultados rão valdar a sua hpótese? Nesse sentdo, o objetvo do presente trabalho é analsar emprcamente a relação entre as condções macroeconômcas, medda pelo razão emprego/população e a saúde, expressa por meo da taxa de mortaldade, usando dados brasleros em nível estadual no período numa estrutura de dados em panel. A despeto dos estudos realzados no Brasl sobre mortaldade, como o de Andrade e Lsboa (2001b), que apresentou uma análse sobre a qualdade do sstema de saúde braslero, em partcular, a evolução das prncpas causas de mortaldade nos estados do Ro de Janero, São Paulo e nas Geras no período de ; Fgueredo, Noronha e Andrade (2003), que analsou o mpacto da saúde sobre o crescmento econômco para os estados brasleros na década de 90; Cavalcant (2003) em que apesar da queda acentuada do valor do saláro mínmo real e do aumento do número de horas trabalhadas para se adqurr a Ração Essencal ínma (RE), mostrou que houve queda sgnfcatva das taxas de mortaldade nfantl por defcêncas nutrconas, no estado de São Paulo, para o período pós década de 70, ndcando que tal redução não fo devda a recessões econômcas; Sousa (2005), que verfcou quas eram os fatores determnantes do status de saúde, através da taxa mortaldade nfantl, da regão nordeste do Brasl para o período 1991 a 2000; endonça e otta (2005), que apresentaram uma análse da mortaldade nfantl e saneamento no Brasl, a prncpal contrbução deste trabalho para a lteratura pode ser vsta pela necessdade de buscar evdêncas sobre a relação entre desemprego e mortaldade para países em desenvolvmento. Assm, além dessa ntrodução, o trabalho está organzado em quatro seções. Na próxma, é apresentada uma revsão teórca e empírca sobre a relação entre condções macroeconômcas e estudos de Ruhm (2000), Ruhm (2003), Ruhm (2004), Johannson (2004), Neumayer (2004) e Gertdham e Ruhm (2004), entre outros. 3 Normalmente nesses estudos as causas pesqusadas são as mortes orundas de neoplasma malgno, doenças cardovasculares, pneumona, doenças crôncas, mortes por acdentes de trânsto, sucído, homcído e mortaldade nfantl.

3 saúde. Na tercera, descreve-se a metodologa utlzada no estudo. Na seção segunte, são apresentadas e dscutdas as evdêncas a partr da análse de dados em panel. A últma seção é reservada às consderações fnas do trabalho. 2. Impactos das flutuações econômcas sobre a saúde: uma breve revsão O estudo dos efetos macroeconômcos sobre a saúde da população data da década de 70 e tem sdo desenvolvdo em duas dreções dstntas, porém complementares. Uma delas está dreconada ao desenvolvmento de modelos teórcos, enquanto a outra, e talvez a mas complexa, acrescente a base empírca a essas formulações. A segur uma breve revsão da lteratura em termos teórcos e empírcos. 2.1 Teora Embora seja possível encontrar na lteratura econômca teoras do mpacto das flutuações econômcas sobre as condções de saúde, elas podem ser reundas em dos grupos. O prmero foca os aspectos socas e pscológcos das dfculdades causadas pelas recessões econômcas. Os efetos específcos mas analsados e ctados são: ) as perdas materas assocadas com o desemprego e a nsegurança materal para esses que anda tem emprego, mas estão em rsco de perdê-lo durante as recessões, reduzem as despesas relaconadas à saúde pessoal e possvelmente são levados a detas não-saudáves; ) o estresse, a ansedade e as dfculdades pscológcas lgadas a perda de trabalho ou temor da perda de trabalho afetam negatvamente a saúde, tendo em vsta que grande parte dos ndvíduos afetados recorre à medcação, álcool e outras drogas que alvam seu estresse e depressão (Novo, ammmarstrom e Janlert (2001)); ) os desempregados não apenas perdem materalmente, mas também perdem potencalmente o acesso a redes socas, auto-estma, autoconfança, uma estrutura de vda programada, um senso de dentdade e possvelmente um propósto para suas vdas (Brenner e ooney (1983)); v) os desempregados sofrem de deteroração da saúde físca e mental e do bem-estar (Wadsworth, ontgomery e Bartley (1999)). O segundo grupo usa um modelo explctamente econômco de maxmzação de utldade. Neste modelo uma expansão econômca pode ter efetos negatvos enquanto uma recessão pode ter efetos postvos sobre a saúde devdo a quatro motvos: ) nas expansões econômcas os custos de oportundade do lazer aumentam quando os ndvíduos trabalham mas e ganham mas. Como conseqüênca, menos tempo será alocado na atvdade que preserva a saúde e a checkups médcos. Além dsso, menos tempo fca dsponível para coznhar em casa com baxas caloras e carnes de melhor qualdade e serão consumdos almentos mas rcos em caloras (Chou, Grossmann e Saffer (2002)); ) o estresse relaconado ao trabalho aumentará durante períodos de expansão econômca, partcularmente se aumentam as horas de trabalho e a pressão no trabalho. Enquanto alguns ndvíduos podem recorrer a maor uso de tabaco, álcool, medcação e drogas para enfrentar o estresse em tempos de recessão econômca, também podem gualmente recorrer aos mesmos meos de alívo aparente para enfrentar o estresse dos períodos de expansão econômca; ) aumentam os acdentes relaconados ao trabalho em períodos de expansão econômca (Tapa Granados (2002)). Alguns setores, que tendem a se mover pró-cclcamente como a construção, são partcularmente propensos a altas taxas de acdentes;

4 v) os aumentos temporáros na renda devdos a expansão econômca poderam aumentar o consumo de bens que deteroram a saúde, tas como o álcool e tabaco (Ruhm e Black, 2002). A segur é descrto um modelo econômco padrão O modelo econômco de saúde de Ruhm Dada a relevânca das dscussões que geraram a hpótese Ruhm, a segur é apresentado brevemente um modelo econômco de saúde desenvolvdo por Ruhm (2000) que tem sdo utlzado para fundamentar os recentes estudos sobre macroeconoma e saúde. Trata-se de um modelo smples em que mostra a relação potencal entre as condções macroeconômcas e a saúde, dando ênfase à dvsão do tempo entre os usos de mercado e as atvdades não relaconadas ao mercado. Consdera-se que os ndvíduos maxmzam a segunte função utldade: U (, Z) com U > 0, U < 0 e U Z > 0, U ZZ < 0 (1) onde = saúde; Z = bem de consumo composto. Pode-se defnr a segunte função saúde: (B, R, ) com B > 0, R > 0 e > 0 (2) onde B = estado de saúde básco (baselne status) 4 ; R = tempo de não-trabalho; = cudados médcos. Os ndvíduos enfrentam duas restrções: ) restrção orçamentára: Y = WL = P Z Z + P (3) onde Y = renda; W = saláro por hora; P Z = preço do bem de consumo; P = preço da assstênca medca. ) restrção de tempo: R = T L (4) onde T = horas totas dsponíves; L = horas de trabalho. Consderando a função utldade e as duas restrções, o problema de otmzação a ser resolvdo pelo ndvduo é: ax U[(, R, B), Z] (5),R, Z sujeta a W( T- R) = P Z Z + P (6) As condções de prmera ordem mplcam escolher, R e Z tal que U P = U W R = U P Z Z (7) 4 Estado de saúde ncal ou dotação de saúde de cada ndvíduo.

5 A equação (7) mostra que no ponto de ótmo, a melhora na saúde assocada a últma undade monetára gasta em assstênca médca ou tempo de lazer fornece a mesma utldade margnal que a undade monetára fnal gasta no bem de consumo. Supondo uma recessão econômca, qual o seu efeto sobre o modelo? Ela pode afetar a saúde no mínmo em três formas: ) o preço relatvo da assstênca médca pode mudar, ou seja, um aumento em P reduz a quanta ótma de assstênca médca e o nível de saúde; ) o estado de saúde básco pode aumentar ou dmnur devdo a mudanças no estresse ou tomada de rsco. Uma queda em B pode levar a um aumento do nível desejado de assstênca médca, porém, geralmente, não o sufcente para restaurar o estado de saúde básco a seu nível prévo; e, por fm, ) o saláro provavelmente se reduz. Se predomnar o efeto substtução, a redução do saláro, W, dmnu as horas trabalhadas desejadas. Isto melhora a saúde porque reduz os custos temporas da assstênca médca e outras atvdades que preservam a saúde, mas também reduz a renda a qual opera na dreção oposta. Assm, o efeto global sobre a saúde é ambíguo. Ao supor que o bem de consumo tem um efeto dreto sobre a saúde, a função de produção da saúde passa a ser: = (, R, B, Z) (8) cuja solução é dada por: U P = U W R = U Z + U P Z Z O consumo de Z passa a ter um efeto ndreto sobre a utldade, através de seu mpacto sobre a saúde. Uma queda em W leva a uma queda em e Z. Se Z > 0, é mas provável (do que quando Z = 0) que dmnu. Inversamente, se Z < 0, uma queda na renda potencal provavelmente resulte numa melhora da saúde. A dnâmca no modelo também fo observada em Ruhm (2000) tendo como base o modelo de Grossman (1972). Para tanto, ele assumu que o estado básco de saúde B, é uma função dos nvestmentos prévos em cudados médcos (descontando a deprecação do captal saúde, que é sujeta a uma taxa exógena ou em função da dade do ndvduo) e um termo de erro contemporâneo. Assm, o estado básco no período atual depende das seqüêncas de nvestmentos médcos e dos choques. Como resultado, as recessões econômcas têm efetos persstentes sobre a saúde. udanças na renda e nos preços monetáros ou temporas afetam os cudados médcos no período atual, mas também nfluencam a saúde básca futura Uma avalação As duas perspectvas e as teoras assocadas a elas, não são necessaramente nconsstentes entre elas, ao nvés dsso, podem capturar dos aspectos dferentes de um mpacto complexo das flutuações econômcas sobre a saúde e mortaldade. Segundo Neumayer (2004), se os dos efetos são aproxmadamente guas em força, a análse empírca pode fracassar em achar qualquer efeto estatstcamente sgnfcatvo. Se um efeto é mas forte do que o outro, é possível encontrar um efeto postvo ou negatvo estatstcamente sgnfcatvo. Anda se esse for o caso, sso não mplca que o outro efeto seja nexstente. Em vez dsso, smplesmente sgnfca que um efeto é muto mas forte do que o outro e, portanto, o efeto total va numa dreção. (9)

6 2.2 Evdênca empírca A lteratura empírca sobre como as condções macroeconômcas afetam a saúde nclu nvestgações da mortaldade orunda de todas as causas (total) para grupos específcos de dade e para mortaldade para causas específcas, por exemplo, doenças cardovasculares, fataldades por pneumona, mortaldade por câncer, crrose, acdentes de carros, sucídos, homcídos e mortaldade nfantl. Anda exstem estudos que consderam as mortaldades por gênero para ver se há dferenças entre sexos. Normalmente nesses estudos as mortes específcas analsadas cobrem aproxmadamente de 70% a 90% da mortaldade total dependendo do ano. A consderar os métodos econométrcos empregados vsando encontrar evdêncas empírcas, esses estudos podem ser classfcados entre os que foram desenvolvdos utlzando séres de tempo e aqueles que empregaram dados de panel. A segur apresenta-se uma breve revsão dos estudos que empregaram esses métodos Estudos usando dados de séres temporas Nos estudos com dados agregados de séres de tempo, usualmente a especfcação empregada para examnar a relação entre macroeconoma e saúde possuí a segunte forma: t = α + X β + E γ + ε (10) t t t onde t representa uma medda de saúde (algumas proxes de mortaldade), E t é uma varável que representa as condções de mercado (a taxa de desemprego e a razão emprego-população) e X t é um vetor de varáves explcatvas, nclundo gastos do governo e renda. O mpacto da nstabldade econômca ou recessões econômcas pode ser mensurado pelo coefcente que corresponde a taxa de desemprego na equação (10). Se o resultado apresentado for negatvo as evdêncas serão favoráves a uma relação contra-cíclca, ou seja, aumentos na taxa de desemprego contrbuem para reduzr a taxa de mortaldade. Caso contráro trata-se de uma relação pró-cíclca. Quadro 1: Efetos macroeconômcos sobre a mortaldade estmados usando séres de tempo Referênca Âmbto do estudo: Prncpas resultados Brenner e ooney (1982) amostra Inglaterra, País e Gales e Escóca, Relação postva entre desemprego e mortaldade em todos as regões estudadas e para ambos sexos - Crescmento econômco é responsável para reduzr no longo prazo a mortaldade por doenças cardovasculares para ambos sexos Brenner (1987) Escóca, Relação postva entre desemprego e mortaldade - aumento na renda per capta real contrbu para reduzr a mortaldade, ou seja, o efeto renda é postvo Brenner (1987) Suéca, Relação postva entre desemprego e mortaldade total para todas as dades e ambos sexos Brenner (1987) Forber e cgregor (1987) Brenner (1997) Austrála, Canadá, Inglaterra, País de Gales, Dnamarca, Alemanha Ocdental, Fnlânda, França, Suéca e Estados Undos. Escóca, pós-guerra Alemanha Ocdental, Relação postva entre desemprego e mortaldade por doenças do coração para todos os países estudados - Relação negatva entre a tendênca de crescmento econômco e mortaldade em oto países - Relação postva entre desemprego e mortaldade por doenças do coração e câncer para os homens no curto prazo. No longo prazo essa relação passa a ser negatva - Relação postva entre desemprego e mortaldade por doenças do coração - Os efetos renda são negatvos

7 O Quadro 1 apresenta um sumáro de alguns estudos encontrados na lteratura econômca que empregaram essa especfcação. As análses realzadas tveram como objetvo verfcar os efetos das deterorações das condções econômcas sobre a saúde. A varável dependente não se restrngu apenas a taxa de mortaldade total, mas também a mortaldade devda a causas específcas. Como proxes de condções econômcas empregou-se taxa de desemprego, taxas de fracassos empresaras e quedas na renda per capta real, sendo que essa varável fo substtuída por uma tendênca de crescmento econômco. Os resultados mostram que o crescmento econômco tem um papel fundamental na redução da mortaldade total e também da mortaldade ocasonada por causas específcas (como as doenças cardovasculares). Em contraste, as recessões econômcas (taxa de desemprego) estão relaconadas a aumentos na mortaldade total para todas as faxas etáras, em ambos os sexos e para as prncpas causas de morte. Em suma, o prncpal resultado desses estudos é evdênca de uma correlação postva entre a atvdade macroeconômca e a mortaldade, bem como às mortes devdas a dferentes causas Estudos usando dados em panel Apesar das evdêncas favoráves a hpótese de Brenner segundo Sogaard (1992) e Wagstaff (1985), elas são sensíves a escolha dos países, períodos de tempo e as proxes de saúde. as recentemente, soma-se a essas crítcas o problema orundo do vés de varáves omtdas. Nesse sentdo, para Ruhm (2000), Johansson (2004), Neumayer (2004) e Gerdtham e Ruhm (2004) esses problemas podem ser soluconados com o uso de modelos com a estrutura de dados em panel para localzações geográfcas múltplas em dversos pontos no tempo. A especfcação básca utlzada tem a segunte forma: t = α t + X t β + E t γ + C + ε t (11) onde t representa o logartmo natural da taxa de mortaldade no país no tempo t, E t é a taxa de desemprego (às vezes, crescmento no PIB real ou razão emprego e população), X t é um vetor de varáves explcatvas (usualmente, renda per capta, faxa etára, e dstrbução por sexo da população, também, educação e raça/etna), α t é o ntercepto específco ao ano e controla os fatores varáves no tempo que nfluencam a saúde através de todo o país, C é o efeto-fxo do país e controla as característcas nvarantes no tempo que são dferentes entre países (por exemplo, alguns nsttuções específcas ao país) e γ captura o mpacto dos desvos dentro do país nas condções econômcas. É mportante menconar que nos modelos em que a varável renda encontra-se entre os regressores a nterpretação é mas complcada, uma vez que o crescmento econômco permanente pode melhorar a saúde, enquanto os aumentos transtóros não necessaramente. Além dsso, como as rendas dmnuem durante as recessões temporáras, a sua nclusão provavelmente absorva e, possvelmente, explque uma parcela do efeto macroeconômco. Alguns modelos partem da especfcação básca, equação (11), e ncluem um vetor de tendêncas temporas lneares específcas ao país (C *T) para captar os fatores que varam dentro dos países ao longo do tempo como, por exemplo, o nível de educação e mudanças tecnológcas. Para tanto, a equação. (11) toma a segunte forma: t = α t + X t β + E t γ + C + C *T + ε t (12) As regressões, geralmente, são estmadas por ínmos Quadrados Ponderados (QP) e as observações são ponderadas pela raz quadrada da população do país com vstas a elmnar problemas de heterocedastcdade. Entretanto, essa prátca não descarta o uso de dados não ponderados ou mesmo a adoção de autocorrelação de prmera ordem com coefcentes AR (1) específcos ao país.

8 O Quadro 2 apresenta um sumáro de alguns estudos utlzando modelos de dados em panel encontrados na lteratura sobre o tema e que empregaram a especfcação básca expressa nas equações (11) e (12). A varável dependente utlzada fo a mudança na taxa de mortaldade total orunda de todas as causas e para causas específcas. Entre os regressores consderou-se a taxa de desemprego, renda per capta, taxa de crescmento econômco e horas trabalhadas. Os resultados mostraram que os efetos renda são mstos e nconsstentes, ou seja, coefcente postvo e negatvo e, às vezes, não sgnfcatvo estatstcamente. Em todos os casos o mpacto do desemprego sobre a mortaldade fo negatvo, sugerndo uma relação contra-cíclca. Quadro 2: Efetos macroeconômcos sobre a mortaldade estmados usando dados em panel com efetos fxos específcos a localzação Referênca Âmbto do Prncpas resultados estudo: amostra Ruhm (2000) 50 estados dos Estados Undos e o Dstrto de Columba Elastcdade-desemprego da mortaldade total = -0,04 - Os modelos dnâmcos geralmente produzem maores efetos no meo prazo - Os efetos da renda são mstos e nconsstentes. Johannsson (2003) Neumayer (2004) Gerdtham e Ruhm (2004) 23 países da OCDE estados da Alemanha países da OCDE Elastcdade-desemprego da mortaldade total = -0,4 - A mortaldade total esta negatvamente relaconada com a renda per capta e as horas trabalhadas - Elastcdade-desemprego da mortaldade = -1,1 - Os modelos dnâmcos geralmente produzem maores efetos no longo prazo - Os efetos da renda são mstos e nconsstentes. Elastcdade-desemprego da mortaldade total = Os modelos dnâmcos geralmente produzem maores efetos no longo prazo em alguns casos menores mpactos em outros casos Em suma, dessa breve revsão empírca resumda nos resultados apresentados no Quadro 1 e no Quadro 2, observa-se que todos os estudos são referentes a países desenvolvdos e em todos os casos e que método econométrco empregado tem sdo responsável para valdar ora hpótese de Brenner, ora a hpótese de Ruhm. 3. etodologa econométrca Embora o uso das séres de tempo tenha melhorado as estmatvas para a relação entre as condções macroeconômcas e a saúde quando comparado aos estudos ncas que se preocupavam em encontrar apenas correlações entre essas duas varáves, eles não conseguram superar os problemas orundos da maora dos trabalhos com respeto ao uso de dados agregados para uma únca localzação geográfca. Segundo Stern (1983) essa falta de robustez não surpreende ao consderar que qualquer sére de tempo longa pode gerar estmatvas vesadas por causa das varáves omtdas que estão espuramente correlaconadas com as condções econômcas, afetando a saúde. Nas pesqusas mas recentes, dentre as quas as de Ruhm (2000), Ruhm (2004), Gerdtham e Ruhm (2004) e Neumayer (2004), o problema de vés de varáves omtdas tem sdo em parte soluconado com a estmação de dados de panel. Consderando que essa técnca permte obter resultados satsfatóros, esse é o procedmento a ser adotado no presente trabalho. O modelo a segur vsa verfcar o tpo de relação exstente entre condções macroeconômcas (expressa na varável emprego), renda e status de educação e a taxa de mortaldade total, tendo como base a lteratura sobre flutuações econômca e saúde. Para tanto o modelo será estmado com base na estrutura de panel com dados estaduas para o período numa versão estátca com efetos contemporâneos e numa versão dnâmca, a qual permte

9 verfcar os efetos defasados do emprego sobre a mortaldade. No contexto estátco, o modelo pode ser expresso na segunte forma: = α + β + ε (13) t X t onde ε = α + u. t t t t representa o logartmo da taxa de mortaldade total (consderando todas as causas) para o estado no ano t; X t representa o vetor de varáves explcatvas, nclundo a taxa de emprego, renda e o status de educação de cada estado, também em logartmo. Como pode ser observado no modelo de dados em panel, o erro ε t é composto por dos termos, em que o α é o termo estocástco nerente 2 às undades ndvduas e u t é um dstúrbo estocástco. Supõe-se que α ~ IID(0, σ α ), 2 ut ~ IID(0, σ u ), E[ u t α ] = 0 e E [ u t x t ] = 0. A equação (13) pode ser estmada por meo do estmador de efetos fxos e aleatóros. A escolha por um deles va depender do efeto ndvdual α, a qual pode ser ou não correlaconado com o vetor de varáves explcatvas. Recomenda-se o uso do teste de ausman para verfcar a exstênca de correlação entre o efeto ndvdual e os regressores. A hpótese nula é de nãocorrelação entre α e as varáves explcatvas. Caso haja correlação, a estmação deve ser feta a partr do estmador de efeto fxo (LSDV ou wthn) 5. Para tanto, faz-se uma transformação na equação (13), vsando elmnar o efeto do componente não observado α. Ou seja, estma-se um modelo de regressão formulado em termos da méda do grupo: = α + β + ε (14) X T t T onde = T t = 1 t, X = T t = X 1 t, e ε = T t = ε 1 t. Ao subtrar a equação (14) da (13) para cada t, o resultado é uma equação que expressa os desvos da méda do grupo dada por: t = β1 ( X t X ) + ε t ε (15) Ao descontar o efeto temporal da equação (13), fo retrado o efeto específco a cada estado α. Ao estmar a equação (15) por mínmos quadrados ordnáros (QO) obtém-se o estmador wthn. Observa-se que a varação empregada para dentfcar os coefcentes é aquela que ocorre dentro dos grupos uma vez que as dferenças entre os grupos foram elmnadas ao subtrar as médas de cada grupo. O estmador between é obtdo por meo da equação (14) e reflete apenas a varação entre as observações de cross-secton. Caso não haja correlação entre o α e as varáves explcatvas, o modelo com efetos aleatóros deve ser adotado. O termo α t passa a ser um erro aleatóro não-observável que responde por dferenças ndvduas no comportamento dos estados. Dado que nossa amostra cobre todos os estados do Brasl (exceto Tocantns pela sua recente cração) ao nvés de uma amostra aleatóra, magna-se que a especfcação mas adequada seja a do estmador de efetos fxos. Além dsso, se os efetos ndvduas representam varáves omtdas, é provável que essas característcas específcas aos estados estejam correlaconadas com outros regressores. Isso, certamente, será possível confrmar por meo do teste de ausman. Se a relação que está sendo modelada exbe aspectos dnâmcos, o modelo dnâmco com efetos fxos é talvez o mas correto a ser especfcado. A prncpal característca desse modelo é a presença de varáves defasadas entre os regressores. A equação (13) pode ser transformada no segunte modelo dnâmco com efetos fxos: = α + δ + X β + ε (16) 1 t t t t T 5 Tanto o estmador de Least Squares Dummes Varables (LSDV) ou wthn pode ser empregado na estmação da equação (13). No texto damos atenção ao estmador wthn que pode ser encontrado em Wooldrdge (2002).

10 onde ε t = α + ut e δ < 1 O efeto contemporâneo das varáves explcatvas sobre a varável dependente é β smplesmente dado por β, enquanto o efeto de longo prazo pode ser calculado como. A 1 δ estmação da equação (16), seja por ínmos quadrados ordnáros ou por um estmador de efetos fxos ou de prmeras dferenças apresenta problemas. O estmador de QO será seramente vesado em vrtude da correlação da varável dependente defasada com o efeto específco ndvdual. Uma vez que t é uma função de α, t-1 também é função de α. Portanto t-1, um regressor do lado dreto, é correlaconado com o termo erro. Isso fornece um estmador de QO vesado e nconsstente mesmo se o u t é não correlaconado seralmente. O mesmo é verdadero para o estmador de efetos fxos e de prmeras dferenças. Uma forma de resolver esse problema é utlzar o método de estmação com varáves nstrumentas. Anderson e sao (1981) propuseram um estmador de prmeras dferenças com varáves nstrumentas, cujos nstrumentos são: ~ Z (, X X ) (17) ou 1t = t 2 t t 1 ~ Z (, X X ) (17 ) 2t = t 2 t 3 t t 1 Obvamente, a varável t-2 e t-2 = t-2 t-3 são nstrumentos váldos uma vez que eles são correlaconados com t-1 - t-2, mas são não correlaconados com o termo ε t ε t 1 dado a não autocorrelação de u t. Uma mportante vantagem desse procedmento é a possbldade de nserr mas defasagens no modelo a ser estmado. Segundo Baltag (2003), o estmador de Anderson e sao (1981) permte obter estmatvas consstentes, mas não necessaramente efcentes dos parâmetros uma vez que ele não faz uso de todas as condções dos momentos e não leva em consderação a estrutura dferencada dos resíduos. Arellano e Bond (1991) mostram que um estmador mas efcente pode ser obtdo do uso de nstrumentos adconas cuja valdade está baseada na condção de ortogonaldade entre os valores da varável dependente t e os erros ε t. Assm, eles propõem um estmador de varáves nstrumentas generalzados que pode ser defndo como: ~ ~ 1 ~ ˆ γ = ( X ' P~ X ) ( X ' P~ ) (18) onde: Z ~ e X ~ 1 Z Z ~ = ZΓ ' com P~ Z Z ~ ~ Γ = ( ZψZ ) 1 1 = ( N ~ ~ Z Z ) N ' Σ D = 1 6 são defndos como: ~ X = [ t, ] (19) 1 X X 2 X ~ e Z = X 3 X 2 0 (20) X 4 X 3 Esse estmador ˆ γ 1 permte aplcarmos ínmos Quadrados Generalzados (QG) ao modelo: 1 6 Para o caso em que se deseja estmar um modelo de efetos fxos usando dados de panel cobrndo cnco períodos de tempo.

11 ~ ~ ~ ~ Z ' = Z ' t δ + Z ' Xβ + ' ε (21) 1 Z Assm, se os ε t s são não-autocorrelaconados, este estmador é o mas efcente dentro da classe dos estmadores de varáves nstrumentas usando valores defasados de t como nstrumentos. Se exste alguma dúvda sobre a estrutura dos erros, é possível utlzar o estmador twostep dos étodos dos omentos Generalzados (G): ~ * ~ 1 ~ * ˆ γ = ( X ' P X ) ( X ' P ) (22) onde: * P Z 2 Z Z ~ = ZΓZ' com 1 Γ = ( N N = 1 ~ ~ Z e e Z ) ' ' 1 onde e é um vetor de erros não especfcados do modelo dferencado. Esse estmador de G é consstente apenas se não há presença de autocorrelação seral de segunda ordem no termo erro da equação em prmeras dferenças, ou seja, ele exge E [ u t u t 2 ] = 0. Uma forma smples para valdar os nstrumentos (e as restrções de momentos) é aplcar o teste para correlação seral de segunda ordem nesses resíduos. Entretanto, qual a vantagem em utlzar ˆ γ 2 em vez de ˆ γ 1 se eles 2 são equvalentes assntótcamente se o u t é ut ~ IID(0, σ u )? Ao utlzar ˆ γ 2 não é necessáro conhecer a dstrbução dos componentes de ε t, α e u t. No presente trabalho será apresentada a versão one step homocedástca, one step robusta e a twostep. 4. Estmação do modelo e análse dos resultados Nessa seção serão apresentados os resultados obtdos na estmação das equações (13) e (16). A amostra consste de dados dos 26 estados brasleros (sto é, todos os estados da federação, exceto o estado de Tocantns em vrtude da sua recente cração) no período , cuja fnaldade é examnar a relação entre as condções macroeconômcas e as fataldades. Para tanto, as nformações sobre a taxa de mortaldade (ort) foram obtdas junto ao Sstema de Informações sobre ortaldade (SI) que é almentado pelas declarações de óbto (atestados de óbto), de preenchmento compulsóro em todo o país. Os dados da taxa de mortaldade são dsponblzados pelo DATASUS ( e correspondem a mortes por Trata-se de uma varável agregada uma vez que na sua construção consderou-se a mortaldade orunda de todas as causas. 7 Com relação às condções macroeconômcas, a lteratura econômca sugere o emprego (Emprego), renda méda (Renda) e quanto as varáves socoeconômcas uma varável que representa o status de educação, podendo ser a escolardade (Escolar) ou mesmo a taxa de analfabetsmo (Analf). Em vrtude da mportânca da varável Emprego deve ser destacado que ela corresponde ao percentual da população com cartera assnada. Embora outras varáves possam desempenhar essa função, Ruhm (2000) argumenta que o seu uso pode ser justfcado por ser uma medda efcente das condções do mercado de trabalho para os grupos que estão entrando e sando da força de trabalho. O status da educação pode ser representado pela escolardade medda em méda de anos de estudos ou mesmo pela taxa de analfabetsmo. Para manter a homogenedade de fonte, elas foram obtdas junto ao Ipeadata ( 7 No Brasl o período de caracterzou-se por elevados coefcentes de mortaldade por doenças do aparelho crculatóro e outras doenças crônco-degeneratvas e pela dmnução da mortaldade por doenças nfeccosas e parastáras, padrão comum em mutos pases em desenvolvmento. Uma especfcdade ao caso braslero é o aumento da já elevada mortaldade por causas externas (acdentes de transto e volênca), ver Duncan et al. (2004).

12 A Tabela 1 apresenta as correlações entre as varáves. Uma smples observação mostra que exste uma alta correlação entre as varáves explcatvas. Por exemplo, a taxa de analfabetsmo e escolardade apresenta um coefcente de correlação de -0,8806, enquanto a correlação entre Emprego e a escolardade é de 0,9192. Por sso, sera prudente que esse dos pares de varáves não apareçam juntos na mesma equação a ser estmada uma vez que podem dar orgem ao problema de multcolneardade. Observa-se anda que a correlação entre a taxa de mortaldade e as varáves explcatvas é mas sensível para a varável renda méda. Tabela 1: Correlação entre as varáves: dados agregados ort Analf Renda Emprego Escolar ort 1,0000 Analf -0,1232 1,0000 Renda 0,2450-0,7473 1,0000 Emprego 0,1075-0,8057 0,6848 1,0000 Escolar 0,0883-0,8806 0,7988 0,9192 1,0000 Fonte: Datasus e Ipeadata. Cálculos do autor. Tendo em vsta a correlação entre a varável taxa de analfabetsmo e escolardade e dessas com o Emprego, torna-se prudente fazer a escolha entre elas e verfcar qual deverá ser ncorporada na equação (13). Um nstrumento que pode ser empregado nessa escolha é o teste de Davdson e acknnon para nonnested hypothess 8. O resultado para esse teste pode se vsto na Tabela 2. Observa-se que os coefcentes das varáves ln morˆ tanalf e ln morˆ tescolar são estatstcamente dferentes de zero, sugerndo que 0 e 1 da estatístca de teste é acetável, o que permte nferr que não é possível dentfcar qual das duas é a melhor para estmar a relação entre condções econômcas e saúde. De qualquer forma, os resultados para ambas foram satsfatóros, não nvaldando a escolha da taxa de analfabetsmo ou a para a varável méda de anos de escolardade. Contudo, como nclur as duas varáves na equação (13) pode gerar problemas de multcolneardade faz-se necessáro adotar outro crtéro para a escolha. Embora não tenhamos optado em fazer a escolha com base no coefcente de correlação, os valores apresentados na Tabela 2 podem servr como um segundo crtéro, ou seja, a varável a ser escolhda deverá ser aquela cuja correlação com o emprego seja a menor possível. Trata-se de uma forma de mnmzar os problemas que podem advr em escolher uma varável com alta correlação. Por esse crtéro, como a correlação entre taxa de analfabetsmo com emprego é menor em relação a apresentada pela escolardade e emprego, optou-se pela varável taxa de analfabetsmo. A Tabela 3 apresenta os resultados obtdos para os modelos estátcos em que apenas os efetos contemporâneos são consderados. Embora o modelo estmado ncorpore as varáves dummes específcas a localzação, apenas os coefcentes da varável taxa de analfabetsmo, renda e emprego são apresentados, enquanto os coefcentes das dummes (para os estados) foram suprmdos 9. Numa nspeção dessa Tabela nota-se que o coefcente da varável emprego apresenta snal negatvo e é sgnfcatvo estatstcamente, relatando que a taxa de mortaldade total decresce com o aumento no nível de emprego. Esse resultado confrma a hpótese de Brenner, cuja déa sugere que a nstabldade econômca tem um mpacto negatvo sobre a saúde da população, aumentando a mortaldade. Esse resultado não é compartlhado em Ruhm (2000), que utlzou o desemprego como uma proxy para condções macroeconômcas e obteve um snal postvo. Como fo menconado na seção 2, os resultados das pesqusas realzadas para verfcar a relação entre condções macroeconômcas e saúde são sensíves a escolha dos países e aos períodos de tempo. Por exemplo, Brenner (1971, 1987) empregou uma sére de tempo para os Estados 8 Para uma exposção ddátca do teste de Davdson e acknnon para nonnested hypothess, ver addala (1992) e Greene (2000). 9 A Tabela 6 no apêndce apresenta as estmatvas para as dummes de Estados.

13 Undos e Suéca, enquanto Ruhm (2000) utlzou dados para os estados amercanos mas o Dstrto de Columba e recentemente empregou o mesmo estudo para os países da OCDE. No caso de Neumayer (2004) as nformações utlzadas no seu estudo são para os estados da Alemanha Ocdental até 1990 e todos os 16 estados da Alemanha a partr de Enquanto o prmero obteve uma relação negatva entre emprego e taxa de mortaldade, os três últmos trabalhos obtveram uma relação postva. De qualquer forma, esses resultados mostram que o tema anda merece muta pesqusa. Tabela 2: Resultados do teste de Davdson e acknnon para nonnested hypotheses Especfcação com Analf Especfcação com escolar Varável Coefcentes P-Value Coefcentes P-Value Constante 0,1764 (2,0108) 0,930-0,0498 (2,3193) 0,983 Analf 0,0052 (0,0311) Renda 0,0041 (0,0432) Emprego -0,0013 (0,0559) 0, ,923 0,0196 (0,0508) 0,981 0,0856 (0,0650) Escolar ,1082 (0,0766) ln morˆ t analf - - 1,0280*** ln morˆ t 0,9652*** escolar (0,3643) (0,4033) 0,699 0,189 0,159 0,011 0, R 2 overall 0,01-0,005 - Teste F(4,464) 13,66 0,000 15,47 0,000 - No. observações No. grupos Fonte: Datasus e Ipeadata. Obs.: (*) sgnfcante a 10%, (**) sgnfcante a 5% e (***) sgnfcante a 1%. Os desvos-padrões estão entre parênteses. Tabela 3: Resultados para o estmador de efetos fxos (a) e aleatóros (b) Varável (a) (b) Constante 5,4783*** (0,1986) 5,4244*** (0,2039) Analf 0,0522*** (0,0257) Renda 0,0871*** (0,0300) Emprego -0,1211*** (0,0331) 0,0519*** (0,0256) 0,0975*** (0,0298) -0,1174*** (0,0330) N Teste F (3, 465) 15,68 Prob (0,0000) - Teste Wald - 45,08 Prob (0,0000) Teste de ausman: 2 χ = 12,26 Prob(0,0066) Fonte: Datasus e Ipeadata. Obs.: (*) sgnfcante a 10%, (**) sgnfcante a 5% e (***) sgnfcante a 1%. Os desvos-padrões estão entre parênteses. Com relação a varável Renda, observa-se que o coefcente obtdo fca próxmo de zero, porém ele é sgnfcatvo estatstcamente. O snal postvo ndca que quanto maor o nível de renda da população, maor será a taxa de mortaldade. Esse resultado não nvalda a hpótese de Brenner, uma vez que na lteratura econômca o resultado encontrado é ambíguo e nconsstente quando a

14 renda é ncluída como uma covarada adconal na pesqusa. Nesses estudos, a renda é, às vezes, postva e, em outras, negatvamente relaconada à mortaldade 10. Se por um lado, cudado com a saúde pode ser consderado um bem normal e, conseqüentemente, a taxa de mortaldade devera apresentar uma redução porque os ndvíduos passam a gastar mas com seguro saúde devdo a um aumento da renda méda, por outro, mutos pergos assocados ao estlo de vda podem ser prejudcas, por exemplo, são consderados como bens normas os gastos no consumo de bebdas e cgarros. A estmatva para o status de educação representada na varável taxa de analfabetsmo apresenta resultados satsfatóros, ou seja, os snas estão de acordo com o esperado, ndcando que a relação entre analfabetsmo e taxa de mortaldade é postva. A mplcação econômca para esse resultado é que quanto maor a taxa de analfabetsmo, maor será a taxa de mortaldade. A relação entre emprego e a taxa de mortaldade vara entre os estados, sendo que o resultado não é sgnfcatvo para os Estados Ceará e Dstrto Federal. Em alguns desses lugares o aumento no nível do emprego, para o período analsado, reduz a taxa de mortaldade, o que sugere que expansão econômca contrbu para redução da mortaldade, o que não ocorre para os estados do ato Grosso, Pará, Ro Grande do Norte, Ro Grande do Sul, Santa Catarna, Acre, Alagoas, Amapá, Baha, Goás, aranhão, nas Geras e ato Grosso do Sul. Em termos geras, os resultados apresentados para o modelo estátco estão de acordo com os encontrados na lteratura econômca sobre o tema. Inclusve o estmador mas adequado para estmar a equação (13) é o de efetos fxos como pode ser observado pelo resultado do teste de ausman na Tabela 4. A escolha desse estmador não causa surpresa uma vez que estamos utlzando uma amostra com todos os estados do Brasl ao nvés de uma amostra aleatóra como fo menconado na seção anteror acerca da metodologa. A vantagem dos modelos estátcos é permtr conhecer qual o mpacto contemporâneo das condções macroeconômcas sobre a taxa de mortaldade, porém peca quando necesstamos conhecer o processo de ajustamentos. Para fornecer nformações sobre a dnâmca de processo de ajuste, fo nserda na equação (13) uma defasagem para a varável dependente e para as varáves explcatvas. Embora essa nova equação possa ser estmada va mínmos quadrados ordnáros (QO), ou pelos estmadores de efetos fxos e aleatóros, o seu uso apresenta problemas por causa da nclusão da varável dependente defasada, cuja correlação do regressor com o termo erro gera um estmador vesado e nconsstente. Uma manera de contornar esse problema é utlzar o estmador G de Arellano e Bond (1991). A déa básca desse estmador é a utlzação das varáves dependentes anterores como nstrumentos váldos e não apenas lnmort t-2. A prncpal justfcatva para o seu uso se deve ao fato de que se trata de estmador mas efcente do que o de prmeras dferenças junto com erros padrões robusto à heterocedastcdade. A Tabela 4 apresenta os resultados para a equação (16) para três versões do estmador G de Arrelano e Bond (1991). A coluna (e) mostra as estmatvas do modelo dnâmco para a versão one-step e homocedástco, enquanto que a coluna (f) mostra a versão robusta a heterocedastcdade. Observa-se que os coefcentes obtdos são dêntcos como deveram, dferencando apenas quanto aos desvos padrões por causa da hpótese de homocesdastcdade admtda na coluna (e). Segundo Arrelano e Bond (1991) a presença de heterocedastcdade pode ser evdencada por meo do teste de Sargan, ou seja, caso esse teste venha rejetar a hpótese nula de que não há over-dentfcaton dos nstrumentos utlzados na regressão, há ndícos da presença de heterocedastcdade o que pode ser comprovado ao observar o resultado desse teste. A presença de autocorrelação de prmera ordem nos resíduos dferencados não mplca que as estmatvas são nconsstentes, o que ocorrera apenas na presença de autocorrelação de segunda ordem, além dsso, ela é mportante para valdar os nstrumentos. Com relação as estmatvas encontradas para o 10 Segundo Neumayer (2004), os resultados da renda méda sobre a taxa de mortaldade são ambíguos. Em Sousa (2005) a mortaldade nfantl apresenta relação negatva com renda per capta para os estados da regão nordeste do Brasl, uma vez que a faxa etára consderada é mas vulnerável às condções socoeconômcas da famíla.

15 emprego observa-se que elas são sgnfcatvas estatstcamente e o snal esperado é negatvo. Tal resultado reforça os ndícos de que a taxa de mortaldade decresce com o aumento do emprego, como fo apresentado pelos modelos estátcos. Apesar da estmatva da taxa de analfabetsmo mostrar-se estatstcamente sgnfcatva, o snal dela não está de acordo com o esperado, ou seja, postvo. No caso partcular da renda méda (como pode ser vsto na Tabela 6 no apêndce) essa se mostrou não estatstcamente sgnfcatva. Como menconado anterormente, utlzando o argumento de Neumayer (2004), segundo Ruhm (2002) a renda pode, às vezes, apresentar uma estmatva com snal postvo e sgnfcante, ou apresentar-se com um coefcente com snal negatvo e sgnfcante e, freqüentemente, pode também ser não sgnfcatva. Tabela 4: odelos dnâmcos: resultados da estmação dnâmca do efeto do emprego sobre taxa de mortaldade: G Varável omocedástco (e) Robusto (f) Twostep (g) Constante -0,0019 (0,0014) -0,0019 (0,0034) -0,0010 (0,0015) lnmort 0,5673*** (0,0607) Analf -0,0865*** (0,0312) Emprego -0,3106*** (0,0654) 0,5673*** (0,0986) -0,0865*** (0,0295) -0,3106*** (0,0799) 0,5978*** (0,0628) -0,0762*** (0,0206) -0,3285*** (0,0425) N Teste Wald 119,63 71,65 191,46 Autocorrelação 1ª. -7,15-3,84-3,85 Auocorrelação 2ª. 2,02 1,48 1,44 Teste de Sargan χ 2 (14) = 75,75 χ 2 (14) = 23,17 Prob (0,0575) Prob (0,0000) Fonte: Datasus e Ipeadata. Cálculos do autor. Obs.: (*) sgnfcante a 10%, (**) sgnfcante a 5% e (***) sgnfcante a 1%. Os desvos-padrões estão entre parênteses. 5. Dscussão: nstabldades ou recessões econômcas melhoram a saúde? Na seção anteror foram apresentadas evdêncas de que as condções macroeconômcas estão dretamente lgadas à taxa de mortaldade de forma que ao amplar o nível de emprego na economa, ocorre a redução na taxa de mortaldade, ndependente do modelo utlzado seja o modelo estátco ou o dnâmco. Embora esse resultado não seja smlar ao apresentado por Ruhm (2000) ele está de acordo com a hpótese de Brenner. No entanto, qual o tamanho desse efeto? A Tabela 5 resume o percentual da taxa de mortaldade que decresce com um aumento de um ponto percentual no taxa de emprego para os modelos estátcos e dnâmcos. Como pode ser vsto o efeto do emprego sobre a taxa de mortaldade corresponde a -0,12% para os modelos estátcos. O maor mpacto fcou por conta dos modelos dnâmcos de curto prazo propostos por Arellano e Bond (1991), cuja percentual alcança - 0,31% e -0,32% para as versões one step homocedástco e o robusto à heterocedastcdade e twostep respectvamente. Observa-se uma alteração na relação de longo prazo uma vez que o coefcente encontrado tem o snal postvo. Um resultado semelhante fo apresentado por Forber e cgregor (1987) ao estudar mortaldade no pós-guerra para a Escóca. Como fo menconados na seção 2, os dos grupos que analsam a relação entre condções macroeconômcas e saúde não são necessaramente nconsstentes entre eles, ou seja, é perfetamente acetável que os efetos do emprego sejam negatvos ou postvos. Os estudos que apresentaram que uma redução do desemprego deterora a saúde (aumenta a mortaldade) são

16 aqueles realzados para países desenvolvdos em que se espera que o efeto-renda predomne e, portanto, que o efeto total seja negatvo. Isto é, quando os ndvíduos encontram emprego, aumenta a sua renda e, por consegunte, a sua demanda por saúde (sto é aderem a planos de saúde, fazem exames médcos), mas também aumentam o seu consumo de bens normas que deteroram a saúde como o do álcool (e adconalmente passam a consumr bebdas mas forte como uísque), o das drogas (e novamente drogas mas pesadas), e drgem mas e carros mas potentes e (que aumentam o número de acdentes). Esses efetos podem ser vsto na pesqusa de Ruhm (2004) com mcrodados. Tabela 5: Varações percentuas na mortaldade devdo a um aumento de um ponto percentual no emprego e na taxa de analfabetsmo Varáves Estátco Dnâmca de curto prazo 1 Dnâmca de longo prazo 2 (e) (f) (g) Emprego -0,12% -0,31% -0,31% -0,32% 0,05% Analf 0,05% -0,08% -0,08% -0,07% 0,04% Renda 0,08% ,16% Fonte: Datasus e Ipeadata. Cálculo do autor. 1- As estmatvas para Renda não consta em vrtude delas não se mostrarem sgnfcatvas estatstcamente. 2- As estmatvas para dnâmca de longo prazo foram obtdas a partr do modelo autoregressvo. Ver Tabela 7 no Apêndce. Neste trabalho as evdêncas encontradas mostraram que os efetos são postvos, sto é, aumentos no emprego melhoram a saúde (ou seja, reduzem a mortaldade). Uma explcação possível e plausível é que em países subdesenvolvdos, como é o caso do Brasl, espera-se que predomne o efeto benéfco do aumento do emprego sobre a renda dos ndvíduos, sto é, eles passem a demandar mas bens saudáves como ngressar em planos de saúde, se almentar mas, embora não necessaramente melhor. Embora esse resultado não seja defntvo, uma vez que é necessáro estender este estudo para a mortaldade orunda de causas específcas, ele permte mostrar a mportânca das polítcas públcas de geração de empregos, que não apenas contrbu para retrar o ndvíduo da stuação de desempregado, mas contrbu para melhorar a sua qualdade de vda e, consequentemente, reduzr a mortaldade. esmo que no Brasl haja uma rede de proteção socal para proteger o ndvíduo desempregado, cujo um dos nstrumentos seja, por exemplo, o seguro desemprego, certamente nada substtu a segurança de estar empregado e poder usufrur uma renda certa e segura. 6. Consderações fnas O estudo sobre os efetos macroeconômcos sobre a saúde da população nos últmos anos deu orgem a duas hpóteses. A prmera, a de Brenner, afrma que as recessões e outras fontes de nstabldade econômca têm um mpacto negatvo sobre a saúde da população, aumentando a mortaldade; enquanto que a segunda, a de Ruhm, sugere que as recessões econômcas melhoram a saúde e reduzem a mortaldade. Ao consderar que os estudos foram realzados para uma amostra de países desenvolvdos e a dferença no método econométrco empregado é que tem contrbuído para valdar ora a hpótese de Brenner, ora a hpótese de Ruhm, o presente trabalho teve como objetvo analsar emprcamente a relação entre as condções macroeconômcas e a taxa de mortaldade, usando dados brasleros em nível estadual no período numa estrutura de dados em panel. A evdênca obtda fo favorável à hpótese Brenner em que as recessões econômcas tendem a aumentar as taxas de mortaldade. Embora esse resultado a prmera vsta pareça contradtóro, ele não é nconsstente (parafraseando Neumayer (2004)). Ao fazer um paralelo com os estudos que

17 encontraram evdêncas favoráves a hpótese de Ruhm, percebe-se que esses foram aplcados para nformações de países desenvolvdos, enquanto que no presente trabalho aplcou-se a mesma metodologa a um país em desenvolvmento. Além dsso, consderando o atual estágo de desenvolvmento braslero, o efeto postvo dos aumentos do emprego (acesso a melhores cudados médcos, planos de saúde, almentação, etc.) sobre a saúde compensam mas do que os possíves efetos negatvos (em termos de aumentos de alcoolsmo, acdente de carro, falta de tempo para dedcar-se a atvdades saudáves, etc.). Assm, se as recessões econômcas reduzem a taxa de mortaldade no Brasl, as evdêncas encontradas no presente estudo permtem afrmar que não. Entretanto, se faz necessáro aprofundar as pesqusas, estendendo as evdêncas para as mortaldades orundas de causas específcas como, por exemplo, doenças coronáras, crrose, acdente de carros, separadas por gêneros e por faxas etáras. Se possível, estender também em nível de mcrodados. Além dsso, para tornar os resultados robustos é necessáro fazer a nclusão de outros determnantes socoeconômcos na estmação da equação da mortaldade, o que deve ser o objetvo de futura pesqusa. 7. Referêncas Bblográfcas ANDERSON, T. W., SIAO, C. Estmaton of dynamc model wth error components, Journal of the Amercan Statstcal Assocaton, v. 76, p , ANDRADE,.; LISBOA,. A economa da saúde no Brasl. In LISBOA,. & ENEZES- FILO, N. (orgs.): croeconoma e socedade no Brasl. Ro de Janero: Contra Capa, 2001a. ANDRADE,.; LISBOA,. ortaldade nos estados Ro de Janero, São Paulo e nas Geras. Estudos Econômcos, v. 31, n. 1, 2001b. ARELLANO,., BOND, S. Some tests of specfcaton for panel data: onte Carlo evdence and applcaton to employment equatons, Revew of Economc Studes, v. 58, p , BALTAGI, B.. Econometrc analyss of panel data, Second edton, John Wley & Sons, Ltd. New York, BRENNER, & OONEY, A. Unemployment and health n the context of economc change. Socal Scence and edcne. v. 17, n. 16, p , BRENNER,. & OONEY, A. Economc change and sex-specfc cardovascular mortalty n Brtan Socal Scence edcne. v. 16, n. 4, p , BRENNER,. Economc change, alcohol consumpton and heart dsease mortalty n nne ndustralzed countres. Socal Scence edcne. v. 25, n. 2, p , BRENNER,. Economc nstablty, unemployment rates, behavoral, and mortalty rates n Scotland, Internatonal Journal ealth Servces. v. 17, n. 3, p , BRENNER,. eart dsease mortalty and economc changes ncludng unemployment n wester Germany Acta Physol Scandnavann Supplmement. n. 640, p , BRENNER,. Relaton of economc change to Swedsh health and socal well-beng, Socal Scence edcne, v. 25, n. 2, p , CAVALCANTI, Ncanor Ferrera. Condções socoeconômcas, programas de complementação almentar e mortaldade nfantl no Estado de São Paulo (1950 a 2000). Saúde e socedade, v. 12, n. 1 jan-jul, COU, S.; GROSSAN,.; SAFFER,. An economc analyss of adult obesty: results from the behavoral rsk factor survellance system. NBER Workng Paper, n. 9247, 2002.

18 DEATON, A. ealth, nequalty, and economc development. Journal of Economc Lterature, v. 41, n. 1, p , DUNCAN, B. B., SCIDT,. I., GIUGLIANI, E. R. J. edcna ambulatoral: condutas clíncas em atenção prmára, Tercera edção, Edtora Artes édcas, Porto Alegre, FIGUEIREDO, L. & NORONA, K. & ANDRADE,. Os mpactos da saúde sobre o crescmento econômco na década de 90: uma analse para os estados brasleros. Texto para dscussão, n. 219, UFG/Cedeplar, FORBES, J. F. & CGREGOR, A. ale unemployment and cause-specfc mortalty n postwar Scotland. Internatonal Journal ealth Servces. v. 17, n. 2, p GERDTA, U. & JOANNESSON,. A note on the effect of unemployment on mortalty. Journal of ealth Economcs, v. 22, n. 3, p , GERDTA, U. & RU, C. Deaths rse n good economc tmes: evdence from the OECD. meo, Lund Unversty, june GREENE, W. Econometrc analyss. Prentce all, New York, GROSSAN, chael. On the concept of health captal and the demand for health. Journal of Poltcal Economy, v. 80, n. 2, p , JOANNSSON, E. A note on the mpact of hours worked on mortalty n OECD countres. The European Journal of ealth Economcs, v. 5, n. 4, p , ADDALA, G.S. Introducton to econometrcs. Second edton. Prentce all, New York ENDONÇA,.; OTTA, R. Saúde e saneamento no Brasl. Texto para dscussão, n. 1081, IPEA, NEUAYER, E. Recessons Lower (Some) ortalty Rates: Evdence from Germany. Socal Scence & edcne, v. 58, n.6, p , NORONA, K; ANDRADE,. A mportânca da saúde como um dos determnantes da dstrbução de rendmentos e pobreza no Brasl. Anpec, NOVO,.; AARSTRO, A.; JANLERT, U. Do hgh levels of unemployment nfluence the health of those who are not employed? A gendered comparson of young men and women durng boom and recesson. Socal Scence & edcne, v. 53, n.3, p , RU, C. Are Recessons Good For Your ealth? Quarterly Journal of Economcs, v. 115, n. 2, p , RU, C. Good tmes make you sck. Journal of ealth Economcs, v. 22, n. 4, p , RU, C. ealthy lvng n hard tmes. meo, august, RU, C.; BLACK, W. Does drnkng really decrease n bad tmes? Journal of ealth Economcs, v. 21, n. 4, p , RU, Chstopher. acroeconomc condtons, health and mortalty. NBER Workng Paper, n , SOGAARD, J. Econometrc crtque of the economc change model of mortalty. Socal Scence edcne, v. 34, n. 9, p , SOUSA, T. R. V. S. Um estudo do status de saúde nos estados da regão nordeste do Brasl, através da taxa de mortaldade nfantl, no período : uma nvestgação por dados em panel Dssertação (estrado em Economa) - Programa de Pós-Graduação em Economa - Unversdade Federal da Paraíba, João Pessoa, 2005.

19 STEWART, J. The mpact of health status on the duraton of unemployment spells and the mplcatons for studes of the mpact of unemployment on health status. Journal of ealth Economcs, v. 20, n. 5, p , TAPIA-GRANADOS, J. Economcs, demography, and epdemology: an nterdscplnary glossary. Journal of Epdemal Comunnty ealth, v. 57, TAPIA-GRANADOS, J. ortalty and economc fluctuatons n Sweden, Workng paper, Ann-Arbor: Unversty of chgan, WAGSTAFF, A. Tme seres analyss of the relatonshp between unemployment and mortalty: a survey of econometrc crtques and replcatons of Brenner s studes, Socal Scence & edcne, v. 21, n. 9, p , WASWORT,. & ONTGOERY, S. & BARTLEY,. The persstng effect of unemployment on health and socal well-beng n men early n workng lfe. Socal Scence & edcne, v. 48, n.10, p , WOOLDRIDGE, J.. Econometrc analyss of cross secton and panel data. assachusetts: IT Press, Apêndce Tabela 6: odelos dnâmcos: Resultados da estmação dnâmca do efeto do emprego sobre taxa de mortaldade: G Varável omocedástco (e) Robusto (f) Twostep (g) Constante -0,0019 (0,0035) -0,0019 (0,0035) -0,0010 (0,0015) Lnmort 0,5617*** (0,0620) Analf -0,0833*** (0,0314) Renda 0,0093 (0,0229) Emprego -0,3173*** (0,0680) 0,5617*** (0,1023) -0,0833*** (0,0299) 0,0093 (0,0261) -0,3173*** (0,0788) 0,5831*** (0,0607) -0,0675*** (0,0194) 0,0095 (0,0119) -0,3355*** (0,0425) N Teste Wald 120,05 77,91 234,63 Autocorrelação 1ª. -7,09-3,76-3,76 Auocorrelação 2ª. 1,93 1,45 1,38 Teste de Sargan χ 2 (14) = 77,17 χ 2 (14) = 23,91 Prob (0,0470) Prob (0,0000) Fonte: Datasus e Ipeadata. Cálculos do autor. Obs.: (*) sgnfcante a 10%, (**) sgnfcante a 5% e (***) sgnfcante a 1%. Os desvos-padrões estão entre parênteses. Tabela 7: odelo autoregressvo para mortaldade Varável Coefcente P-value constante *** (0.2216) ort_ *** (0.0321) Analf *

20 (0.0251) Analf_ *** (0.0265) Renda_ *** (0.0202) Emprego *** (0.0488) Emprego_ *** (0.0497) N Teste F (6, 358) 107,76 R 2 wthn 0,64 R 2 between 0,98 R 2 overall 0,92 Fonte: Datasus e Ipeadata. Cálculos do autor. Obs.: (*) sgnfcante a 10%, (**) sgnfcante a 5% e (***) sgnfcante a 1%.