A IMPORTÂNCIA DA SAÚDE COMO UM DOS DETERMINANTES DA DISTRIBUIÇÃO DE RENDIMENTOS DA POPULAÇÃO ADULTA NO BRASIL

A IMPORTÂNCIA DA SAÚDE COMO UM DOS DETERMINANTES DA DISTRIBUIÇÃO DE RENDIMENTOS DA POPULAÇÃO ADULTA NO BRASIL Autoras: Kenya Valera Mcaela de Souza Noronha (CEDEPLAR/UFMG) E-mal: knoronha@ssc.wsc.edu Monca Vegas Andrade (CEDEPLAR/UFMG) E-mal: mvegas@cedeplar.ufmg.br Smone Wajnman (CEDEPLAR/UFMG) E-mal: wajnman@cedeplar.ufmg.br Endereço: Rua Curtba, 832 Centro 9º. andar Belo Horzonte, Mnas Geras Cep: 30170-120 Telefone: (031)32799081 1

A IMPORTÂNCIA DA SAÚDE COMO UM DOS DETERMINANTES DA DISTRIBUIÇÃO DE RENDIMENTOS DA POPULAÇÃO ADULTA NO BRASIL RESUMO Um dos prncpas problemas socoeconômcos observados em grande parte dos países, especalmente nas economas menos desenvolvdas, é a presença da elevada desgualdade de renda. No Brasl, essas questões são partcularmente mportantes por apresentar uma das pores dstrbuções de renda do mundo. O objetvo deste artgo é mensurar o efeto do estado de saúde sobre a dstrbução de rendmentos no Brasl. A metodologa utlzada basea-se em uma análse contra-factual. A base de dados é a PNAD de 2003. Os prncpas resultados evdencam que a saúde precára contrbu para acentuar a desgualdade de rendmentos no Brasl, sendo este efeto mas acentuado entre os dosos. Palavras Chaves: Desgualdade de rendmentos, Saúde, Pobreza, mercado de trabalho JEL: I10, I32, J24 ABSTRACT One of the man socoeconomc problems observed n most developng countres s the hgh ncome nequalty. In Brazl, such ssue s partcularly relevant, snce t possesses one of the worst ncome dstrbutons n the world. Ths paper ams at studyng the mpact of health status on ncome dstrbuton n Brazl. The methodology s a counterfactual analyss. The database used s that of PNAD 2003. The major contrbuton of the present study s to detect the mpact of health status on ncome dstrbuton n Brazl. Ths effect s more sgnfcant among the elderly than the others age groups. Keywords: Income nequalty, Health and Poverty, Labor Market 2

A IMPORTÂNCIA DA SAÚDE COMO UM DOS DETERMINANTES DA DISTRIBUIÇÃO DE RENDIMENTOS DA POPULAÇÃO ADULTA NO BRASIL 1. INTRODUÇÃO Um dos prncpas problemas socoeconômcos observados em grande parte dos países, especalmente em economas menos desenvolvdas, é a presença de elevada desgualdade de renda. Dversos trabalhos empírcos têm procurado analsar os seus determnantes, bem como o seu efeto sobre alguns ndcadores relaconados ao bem estar socal, tas como o nível de crescmento econômco, taxa de crmnaldade e estado de saúde (Barreto, Neto e Tebald, 2001, Cerquera e Lobão, 2003, Kennedy, Kawach e Prothrow-Stth, 1996). No Brasl, essas questões são partcularmente mportantes uma vez que o país apresenta uma das pores dstrbuções de renda do mundo, com um coefcente de Gn em torno de 0,607. 1 A desgualdade de renda observada no Brasl parece ser um problema estrutural. Apesar dos avanços macroeconômcos obtdos na últma década, como por exemplo a establzação econômca, não foram observadas melhoras sgnfcatvas nesse cenáro 2. O objetvo deste artgo é analsar se e em que medda o estado de saúde mpacta na dstrbução de renda no país. O estudo desta relação é mportante, uma vez que a saúde precára gera perdas expressvas de rendmentos ndvduas. A lteratura exstente aponta pelo menos três canas através dos quas o estado de saúde afeta os rendmentos: produtvdade, número de horas ofertadas de trabalho e a decsão de partcpar na 1 Esse valor é próxmo, e por vezes superor, ao de economas mas pobres e com índces de desenvolvmento humano mas baxos, como a Ngéra e a Ncarágua, cujo coefcente de Gn é gual a 0,506 e 0,603, respectvamente. Nesses dos países o índce de desenvolvmento humano é gual a 0,462 e 0,635, contra 0,757 no Brasl (PNUD, 2002). 2 Na década de 90, o coefcente de Gn sofreu uma redução de 3,25%, varando de 0,614 em 1990 a 0,594 em 1999. Essa queda não fo sufcente para recuperar o aumento observado na década anteror, na qual esse ndcador aumentou 9%, passando de 0,584 em 1981 para 0,636 em 1989 (IPEADATA). 3

força de trabalho. 3 Neste artgo, a análse será realzada consderando separadamente cada um dos efetos supramenconados, permtndo assm dentfcar o prncpal mecansmo pelo qual a saúde afeta a dstrbução de rendmentos ndvduas no país. Não exstem anda estudos que procuram mensurar o mpacto dessas perdas de rendmentos salaras decorrente da saúde precára sobre a dstrbução de rendmentos. A maor parte da lteratura nternaconal verfca apenas o sentdo oposto desta relação, ou seja, o efeto da desgualdade de renda sobre o estado de saúde (Wlknson, 1996, Kawach, Kennedy e Wlknson, 1999, Lynch et al, 2000, Messas, 2003 e Szwarcwald et al, 1999). A base de dados utlzada é a PNAD de 2003. O método empregado basea-se em uma análse contra-factual dos rendmentos salaras. A análse é realzada para os ndvíduos acma de 25 anos de dade. Os resultados encontrados evdencam que no Brasl, o estado de saúde afeta a dstrbução de rendmentos salaras. Este efeto é mas acentuado entre os dosos (60 anos e mas). O prncpal mecansmo pelo qual a saúde afeta a dstrbução de renda é através de seu efeto sobre a partcpação no mercado de trabalho. Esse artgo apresenta mas cnco seções além desta ntrodução. Na próxma seção realzamos a revsão da lteratura. Na tercera seção, apresentamos a metodologa e na quarta, descrevemos a base de dados e as varáves dependentes e ndependentes escolhdas para o processo de estmação. Na qunta seção dscutmos os resultados encontrados, e na últma, faremos as consderações fnas. 3 Luft, 1975, Haveman et al, 1993, Schultz e Tansel, 1997, Thomas e Strauss, 1997, Kassouf, 1999, Murrugarra e Valdva, 1999, Rbero, 1999, Contoyanns e Rce, 2001, Schultz, 2002, Alves e Andrade, 2003, Schultz, 2003, Rvera e Curras, 2005. Uma outra forma em que a saúde afeta os rendmentos salaras é através da escolha ocupaconal (Strauss e Thomas, 1998, Murrugarra e Valdva, 1999). Esse últmo efeto, entretanto, não será abordado neste artgo. 4

2. REVISÃO DA LITERATURA O estado de saúde pode afetar a dstrbução de renda se as perdas de rendmentos salaras ncdrem de forma dferencada sobre os grupos socoeconômcos. Nossa hpótese é que essas perdas são mas acentuadas nas classes de renda mas baxa, contrbundo para aumentar a desgualdade de renda. Este efeto sera observado por duas razões. A prmera decorre das dferenças no nível de qualfcação profssonal entre os estratos socas que determnam a ocupação de postos de trabalho dferencados. Indvíduos mas pobres, por apresentarem menor nível de escolardade, tendem a desempenhar tarefas que exgem mas esforço físco do que ntelectual. Como sso ocorre, a presença de alguma doença, que gere lmtações físcas, pode ter um efeto maor sobre os rendmentos desses ndvíduos vs a vs aqueles cuja ocupação exge menos ou nenhum esforço físco (Murrugarra e Valdva, 1999, Ivaschenko, 2003). Essa questão é especalmente válda para o Brasl, que apresenta uma alta correlação entre escolardade e nível de renda (Barros e Mendonça, 1996, Rvera e Curras, 2005). A segunda razão se deve à presença de desgualdades socas em saúde favoráves às camadas de renda mas elevada (Le Grand, 1987, Wagstaff et al, 1991, Van Doorslaer et al, 1997, Mannor et al, 1997). Como os grupos socoeconômcos menos prvlegados têm maor probabldade de adoecer, a perda de rendmentos decorrente desse por estado de saúde pode torná-los anda mas pobres, agravando a dstrbução de renda. Esse efeto pode ser mas acentuado uma vez que dversos estudos empírcos apontam a presença da desgualdade socal no acesso aos servços de saúde (Le Grand, 1978, Perera, 1995, Warters, 2000, Van Doorslaer e Wagstaff, 1992, Cameron et al, 1988, Gerdtham, 1997). As classes de renda mas elevada por terem mas 5

acesso aos servços, em especal aos cudados preventvos, tendem a detectar mas cedo a doença, fazendo com que o tratamento seja mas efcaz. Assm, os efetos da doença podem ser menos danosos entre os ndvíduos pertencentes às camadas de renda mas alta, anda que a probabldade de adoecer fosse a mesma entre as dferentes camadas socas. Nesse sentdo, os pobres tenderão a apresentar uma saúde mas precára o que acarretara perdas de rendmentos mas acentuadas para esse grupo. Esses aspectos se tornam especalmente relevantes para o Brasl, tendo em vsta o arcabouço nsttuconal do sstema saúde que parece almentar a desgualdade em saúde e a desgualdade de renda. O sstema de saúde braslero é caracterzado como um sstema msto, no qual os setores públco e prvado coexstem no fnancamento e provmento desses servços. Por um lado, tem-se o sstema públco (Sstema Únco de Saúde - SUS), cuja oferta é unversal, ntegral e gratuta. Paralelamente, têm-se os servços fnancados e provdos pelo setor prvado, onde o acesso ocorre medante o pagamento dreto ou através de algum plano de saúde. Esse desenho nsttuconal contrbu para acentuar a desgualdade socal no acesso aos cudados médcos, e, conseqüentemente, a desgualdade socal em saúde. Dversos trabalhos empírcos desenvolvdos para o Brasl mostram que os ndvíduos mas pobres demandam menos os servços de saúde, em especal, os cudados preventvos, e procuram algum cudado médco quando o seu estado de saúde está por, necesstando de um tratamento mas ntensvo (Campno et al, 1999, Travassos et al, 2000, Noronha e Andrade, 2002). Nesse sentdo, polítcas públcas, cujo objetvo é alterar a dstrbução de renda, deveram contemplar também polítcas na área de saúde que promovam uma redução da desgualdade socal em saúde e no acesso aos servços desse setor. A estrutura do sstema de saúde pode nterferr nessa desgualdade, devdo aos mpactos postvos do 6

consumo de cudados médcos e hosptalares sobre o estado de saúde. Desse modo, consderamos relevante o estudo da relação entre saúde e desgualdade de renda, tendo em vsta, sobretudo, essas partculardades da realdade braslera. Não exstem anda estudos que consderam o estado de saúde como determnante da desgualdade de renda, especalmente análses realzadas a partr de nformações ndvduas. O objetvo dos trabalhos exstentes consste apenas em analsar o efeto dos servços de saúde ou da desgualdade em saúde sobre varações na dstrbução de renda (Jappell, Pstaferr e Weber, 2004, Schultz, 1999). Não há nesses trabalhos preocupação em mensurar o mpacto do estado de saúde ndvdual sobre o nível de dstrbução de rendmentos, tornando a abordagem utlzada neste artgo nédta na lteratura naconal e nternaconal. 3. METODOLOGIA A metodologa utlzada neste artgo é mplementada em duas etapas. Na prmera etapa, estmamos, para a amostra de ndvíduos saudáves, as seguntes equações de determnação dos rendmentos salaras: equação de partcpação, equação do número de horas ofertadas de trabalho e equação da taxa salaral. Na segunda etapa, realzamos a análse contra-factual dos rendmentos ndvduas assumndo, para a amostra de doentes, os coefcentes obtdos para a amostra de saudáves, obtendo-se assm os rendmentos salaras hpotétcos. Cada uma dessas etapas é detalhada nas subseções 3.1 e 3.2. Com base nos rendmentos salaras hpotétcos e observados, calculamos duas meddas de desgualdade de renda - coefcente de Gn e o índce t-thel, e três 7

ndcadores de pobreza - Proporção de Pobres, Hato de Renda e Hato Quadrátco 4. O objetvo do cálculo dos ndcadores de pobreza é avalar se a posção do ndvíduo, que aufere rendmentos abaxo de um determnado nível, melhora no rankng da dstrbução, ao elmnarmos as dferenças na estrutura de remuneração entre saudáves e doentes. Essas meddas, como calculadas neste trabalho, não têm a pretensão de ser uma medda de bem estar, uma vez que são mensuradas a partr da renda salaral ndvdual. Para obtermos uma medda de bem estar, sera necessáro calcular esses ndcadores a partr da renda famlar per capta, que é composta pelos rendmentos provenentes do trabalho e pela renda não salaral de todos os ntegrantes da famíla. Incorporar a renda famlar per capta é um procedmento complexo, e tem pelo menos duas dfculdades que nos fzeram optar por consderar apenas os rendmentos salaras. A prmera dfculdade é a necessdade de se estmar a renda não-salaral para os ndvíduos doentes, tendo em vsta a sua relação com o estado de saúde. A concessão de um benefíco, como aposentadora por nvaldez, está assocada à presença de alguma doença que exclu os ndvíduos do mercado de trabalho. Ao estmarmos os rendmentos hpotétcos para os ndvíduos doentes, o recebmento deste benefíco dexa de ser justfcável. Assm, sera necessáro subtrar esse tpo de rendmento não-salaral do ndvíduo doente. Infelzmente, as nformações sobre a aposentadora presentes na base de dados utlzada neste artgo permtem apenas verfcar se o ndvíduo recebe ou não esse benefíco, não sendo possível dstngur entre os dferentes tpos, tas como, aposentadora por dade, tempo de contrbução e por nvaldez. 4 Para calcular cada um dos ndcadores de pobreza, utlzamos os valores referentes a setembro de 1999 estmados em Rocha (2003), e deflaconamos para setembro de 2003 a partr do INPC (Índce Naconal de Preços ao Consumdor). Nesse caso, estamos supondo que não houve varações sgnfcatvas de preços entre as 24 áreas geográfcas em que as lnhas de pobreza foram calculadas. As lnhas de pobreza, tal como estmadas por Rocha (2003), foram defndas para 24 áreas geográfcas no Brasl, e têm a vantagem de consderar varações no custo de vda dos pobres entre as dferentes localdades. 8

βb1b = βb3b = = XB3B + (3) (2) A segunda dfculdade refere-se ao arranjo domclar, que pode ser dferencado entre doentes e saudáves, na medda em que ndvíduos doentes demandam apoo fnancero e ajuda na realzação de atvdades dáras. Essa assocação tende a ser mas forte no caso dos dosos, que tendem a morar com flhos ou outros parentes quando sua saúde é mas debltada (Ramos, 2003). Ao elmnarmos as dferenças entre saudáves e doentes na estrutura de rendmentos, a necessdade de apoo fcara reduzda, alterando a composção do domcílo onde o ndvíduo resde, e conseqüentemente, a sua renda famlar. Reconhecemos que essas dfculdades consttuem-se em uma lmtação deste trabalho. No entanto, para contorná-las, sera necessáro analsar e mensurar o efeto do estado de saúde sobre os rendmentos não salaras e sobre o arranjo domclar, o que foge do escopo deste trabalho. Por esta razão, optamos por utlzar apenas os rendmentos salaras ndvduas no cálculo das meddas de desgualdade e pobreza. 3.1. ESTIMAÇÃO DA EQUAÇÃO DE RENDIMENTOS INDIVIDUAIS Estmamos um modelo composto por um conjunto de três equações que representa o mecansmo de geração de rendmentos do ndvíduo : Pˆ ( Y ln(lbb)= α wbb ln(wbb) = βb3b = 1 X ) = Φ( β X ) (1) 1 1 1 βb2bxb2b + vbb + ubb Onde: w = taxa de saláro por hora de trabalho; L = número de horas ofertadas de trabalho; Φ = função de dstrbução normal acumulada; XB1B, XB2B, XB3B vetores de característcas ndvduas; u, v = vetor de choques aleatóros; vetor dos parâmetros que determnam a decsão de partcpar da força de trabalho; βb2b, α = vetores dos parâmetros que determnam a quantdade ofertada de trabalho. vetor dos parâmetros que determnam a taxa salaral; 9

A prmera equação (equação de partcpação) refere-se à probabldade do ndvíduo partcpar da força de trabalho, estmada através do modelo de escolha bnára probt. A equação (2) estma a oferta de trabalho - medda pelo logartmo natural do número de horas trabalhadas, como uma função da taxa de saláro e das característcas ndvduas. A equação (3) é uma função do tpo Mncerana para o logartmo natural da taxa de saláros por hora de trabalho. Estmamos as equações (2) e (3) através do modelo proposto por Heckman (1979). 5 Devdo a endogenedade entre a equação da taxa de saláros e oferta de trabalho, essas equações são estmadas a partr do método dos mínmos quadrados em dos estágos. 3.2. DESCRIÇÃO DA ANÁLISE CONTRA-FACTUAL A análse contra-factual adotada neste artgo consste em dvdr a amostra em saudáves e doentes, e estmar as equações de determnação de rendmentos, do número de horas ofertadas de trabalho e da probabldade de partcpar do mercado de trabalho. Os coefcentes obtdos na estmação que consdera os ndvíduos da amostra saudável são assocados às característcas dos ndvíduos da amostra de doentes, para estmar os rendmentos hpotétcos, ou seja, os rendmentos dos ndvíduos doentes se estes apresentassem a mesma estrutura de remuneração dos saudáves. Como o estado de saúde afeta os rendmentos através da partcpação do ndvíduo no mercado de trabalho, do número de horas ofertadas de trabalho e da produtvdade, decompomos a varação na dstrbução de renda nos seguntes efetos: 5 A utlzação deste método para estmar a equação do número de horas ofertadas de trabalho produzu resultados com desvo padrão dos resíduos elevado e R-square baxo entre as mulheres acma de 65 anos de dade. Portanto, apenas neste caso, utlzamos o método dos mínmos quadrados ordnáros, que produzu melhores resultados para o desvo padrão dos resíduos e para o R-square. 10

WP LBB = PBB = wp PBB = PBB = efeto partcpação, efeto produtvdade e efeto do número de horas ofertadas de trabalho. O efeto produtvdade é obtdo ao compararmos a dstrbução de rendmentos observada com a dstrbução hpotétca supondo que os parâmetros assocados aos atrbutos ndvduas que determnam a taxa salaral são os mesmos para os saudáves e doentes. Essa análse nos permte verfcar em quanto a desgualdade de renda vara se os dferencas de produtvdade entre os dos grupos fossem elmnados. onde: Podemos defnr a taxa salaral hpotétca para cada ndvíduo como: w + u * S D = 3 X 3 β (4) w*b B= taxa salaral hpotétca para o ndvíduo. Para os saudáves, a taxa salaral hpotétca é gual à taxa salaral observada, ou seja, w*bb = wbb. S β = vetor dos parâmetros que defnem a taxa salaral, estmado para a amostra 3 saudável; X D, u D 3 = vetores de característcas ndvduas e de resíduos dos ndvíduos doentes ocupados, respectvamente. Obtvemos o rendmento salaral mensal hpotétco ao multplcarmos a taxa salaral, defnda na equação (4), pelo número observado de horas de trabalho: onde: * W w L P * D * = (5) renda salaral mensal hpotétca para o ndvíduo. número observado de horas ofertadas de trabalho para o ndvíduo ; 1 se o ndvíduo trabalha e 0 caso contráro; taxa salaral hpotétca para o ndvíduo. * Em termos algébrcos, o efeto produtvdade (ψ) pode ser defndo como: Onde: * ψ = DP P({XBB, ubb,b BvBB}; α; βb1b; βb2b; βp S PB3B) - D({xBB, ubb,b BvBB}; α; βb1b; βb2b; βb3b) (6) 11

DP βb1b = βb3b = βp wbjb = PBjB = LP LP PB3B = PBB = PBB = PBB é * P(.) = meddas de dstrbução de renda ou de pobreza calculadas com base nos rendmentos salaras smulados; D (.) = meddas de dstrbução de renda ou de pobreza calculadas com base nos rendmentos salaras observados; X = vetores de característcas ndvduas referentes às três equações estmadas; u, v = vetor de choques aleatóros; vetor dos parâmetros que determnam a decsão de partcpar da força de trabalho; βb2b, α = vetores dos parâmetros que determnam a quantdade ofertada de trabalho; vetor dos parâmetros que determnam a taxa salaral; S vetor dos parâmetros que determnam a taxa salaral, estmado para a amostra de ndvíduos saudáves. De forma análoga, o efeto do número de horas ofertadas de trabalho (ϕ), condconado ao ndvíduo estar trabalhando, é mensurado a partr da comparação entre a dstrbução de rendmentos salaras observados com a dstrbução estmada supondo que os parâmetros assocados aos atrbutos que determnam o número de horas ofertadas de trabalho são guas para os ndvíduos doentes e saudáves. Algebrcamente: * ϕ = DP P({XBB, ubb,b BvBB}; α; βb1b; βp S PB2B; βb3b) - D({xBB, ubb,b Nesse caso, o rendmento salaral hpotétco é defndo como: Onde: W w L P * * = (8) BvBB}; α; βb1b; βb2b; βb3b) (7) W*BB = renda salaral mensal hpotétca do ndvíduo. taxa salaral observada para o ndvíduo. 1 se o ndvíduo trabalha e 0 caso contráro; * número hpotétco de horas ofertadas de trabalho para o ndvíduo. O número smulado de horas ofertadas de trabalho LP com: * L + v * S D S D = w + β2 X 2 * D gual a: α (9) PB B= número hpotétco de horas ofertadas de trabalho para o ndvíduo. Para os ndvíduos saudáves, o número hpotétco de horas ofertadas de trabalho é gual ao * valor observado (LP LBB). 12

XP βp PB1B = PB1B = S S α, β 2 = vetores dos parâmetros que determnam a quantdade ofertada de trabalho estmado para a amostra saudável; X D, v D 2 = vetores de característcas ndvduas e vetor de resíduos dos ndvíduos doentes ocupados, respectvamente. w = taxa salaral observada para o ndvíduo doente. D Fnalmente, estmamos o efeto partcpação. Como o estado de saúde precáro exclu os ndvíduos da força de trabalho, o procedmento adotado para estmar esse efeto dfere daquele utlzado para obter o efeto produtvdade e o efeto da quantdade ofertada de trabalho. Nesse caso, o rendmento salaral hpotétco é calculado em três etapas. Na prmera etapa, obtvemos o número hpotétco de ndvíduos doentes que trabalham, supondo que os coefcentes da equação de partcpação são guas aos estmados para a amostra saudável. Esse número é obtdo a partr da probabldade méda predta smulada, como defndo na equação 10: onde: Pˆ ( Y S = 1 X ) = méda[ Φ( β X )] (10) * D 1 1 1 * ˆP = Probabldade méda predta smulada; Φ = função de dstrbução normal acumulada; D vetor de característcas ndvduas dos doentes; s vetor dos parâmetros que determnam a decsão de partcpar da força de trabalho estmado para a amostra de saudáves; A segunda etapa consste em defnr crtéros para seleconar quas ndvíduos deveram estar ocupados na amostra de doentes. O crtéro adotado fo a estmação da probabldade observada do ndvíduo doente estar na força de trabalho. Algebrcamente: Pˆ( Y D D = 1 X ) = Φ( β X ) (11) 1 1 1 13

TP PT O Com base nessa probabldade, ordenamos os ndvíduos doentes desocupados de forma decrescente e seleconamos as prmeras observações em cada amostra, ou seja, os ndvíduos cuja probabldade hpotétca de partcpar no mercado de trabalho é mas 6 elevada, de forma a obtermos o total de ndvíduos acrescdos na força de trabalhotp PT. Na tercera etapa estmamos a taxa salaral e o número de horas trabalhadas. Para os ndvíduos saudáves e para os doentes que estão ocupados, essas meddas correspondem aos valores observados. Para os ndvíduos seleconados na amostra dos doentes desocupados, obtvemos uma renda salaral como defndo em 12: onde: ** W ** W = w L (12) ** ** ** = Renda salaral hpotétca para os doentes desocupados; w = β X + u, taxa salaral estmada para os doentes que supostamente D 3 D 3 ** partcpam da força de trabalho; ** D ** D D L = α w + β 2 X 2 + v **, número de horas trabalhadas estmado para os doentes que supostamente partcpam da força de trabalho; D D D α, β β = vetores de parâmetros estmados a partr da equação de horas ofertadas 2 e 3 de trabalho e taxa salaral, respectvamente, para a amostra dos doentes ocupados. ** u = vetor de resíduos da equação da taxa de saláro estmada para os doentes desocupados. ** v = vetor de resíduos da equação da quantdade ofertada de trabalho estmada para os ndvíduos doentes desocupados. Como os termos resduas da equação da taxa de saláro e da quantdade ofertada de trabalho para os ndvíduos doentes desocupados não são observáves, fo necessáro mputar esse valor. O método utlzado basea-se na mputação de regressão randômca, que consste em extrar um termo randômco com dstrbução normal padrão, cuja 6 teste utlzado para verfcar a capacdade de predção do modelo probt basea-se no cálculo do coefcente de ROC (Recever Operatng Characterstc). Os resultados mostram uma capacdade alta de predção do modelo para a maora das sub-amostras analsadas (ANEXO 1). 14

wp LP PBB = PBB = varânca é gual à varânca empírca dos resíduos, obtda a partr da estmação da equação de rendmentos e horas ofertadas de trabalho para a amostra dos ndvíduos doentes ocupados. O efeto total da saúde sobre a desgualdade de rendmentos e sobre o nível de pobreza é obtdo ao consderarmos conjuntamente os três efetos estmados. Neste caso, a renda smulada para os ndvíduos doentes ocupados e para os ndvíduos doentes desocupados que hpotetcamente partcpam da força de trabalho é dada por: W = w L (13) * onde: * W = Renda salaral hpotétca; * taxa salaral hpotétca para o ndvíduo como defndo na equação 4; * Número de horas de trabalho hpotétco para o ndvíduo como defndo na equação 9. 3.3. PRINCIPAIS HIPÓTESES Na análse realzada neste artgo, estamos trabalhando com duas prncpas hpóteses. A prmera supõe que o estado de saúde é exógeno em relação aos rendmentos salaras. A doença gera perda de rendmentos salaras, o que mplca em menos recursos dsponíves para o ndvíduo nvestr em sua saúde, reduzndo assm o estoque de saúde ndvdual. Como conseqüênca, a hpótese de que essa relação é exógena pode ser volada gerando estmatvas envesadas e nconsstentes dos coefcentes estmados pelo método dos mínmos quadrados ordnáros. Em análses cross-sectonal, essa hpótese é acetável, na medda em que o estado de saúde pode ser consderado como uma varável de estoque assocada a eventos de saúde ocorrdos no passado e no presente, enquanto os rendmentos ndvduas podem ser consderados como uma varável de fluxo que representa a stuação econômca atual do ndvíduo e 15 * *

não necessaramente a renda permanente. Nesse sentdo, o estado de saúde não é afetado por varações momentâneas no nível de rendmentos, sendo, portanto prédetermnado no curto prazo. 7 Para relaxar essa hpótese teríamos que utlzar varáves nstrumentas para o estado de saúde 8. Esse exercíco não será realzado neste artgo, consttundo-se em mas um tópco da agenda de pesqusa. A segunda hpótese é que a escolardade não se altera quando elmnamos as dferenças entre saudáves e doentes na estrutura de rendmentos. Essa hpótese pode ser forte se consderarmos que as mudanças na estrutura de rendmentos dos doentes são alcançadas através de melhoras no seu estado de saúde. Devdo ao efeto da saúde sobre o nível de nvestmento em captal humano, uma melhora na saúde acarretara também um aumento no número de anos de estudo, afetando os rendmentos. Esse é um efeto ndreto da saúde que pode ser mensurado através da estmação de um modelo de escolardade para obtermos o número de anos de estudo smulado. A dfculdade é que a escolha do modelo que determna a escolardade não é trval, e envolve a dscussão do método e das varáves utlzadas. Como a nossa preocupação é mensurar apenas o efeto dreto, optamos por manter a hpótese de que a escolardade dos doentes não se altera. Podemos magnar que a redução das dferenças entre saudáves e doentes no que se refere à produtvdade e à oferta de trabalho é alcançada a partr do desenvolvmento de polítcas públcas que permtam o ndvíduo se nserr no mercado de trabalho, sem necessaramente alterar seu estado de saúde. Um exemplo dessas polítcas são os 7 Em análses longtudnas, essa hpótese pode ser mas forte, uma vez que o estado de saúde contém tanto um componente de estoque como um componente de fluxo, que podem varar devdo ao nível de nvestmentos realzados (Strauss e Thomas,1998) 8 Os nstrumentos mas utlzados na lteratura empírca nternaconal são os preços dos almentos e dos servços de saúde (Ivackenscho, 2003, e Murrugarra e Valdva, 1999). No Brasl essas nformações não são faclmente mensuráves. 16

programas de trenamento ou qualfcação profssonal, que não têm mpactos no curto prazo sobre o estado de saúde ou sobre a escolardade formal do ndvíduo. 4. DESCRIÇÃO DO BANCO DE DADOS E DAS VARIÁVEIS A base de dados utlzada é a Pesqusa Naconal de Amostra por Domcílo (PNAD), realzada pelo Insttuto Braslero de Geografa e Estatístca (IBGE). As nformações referem-se ao ano de 2003, que apresenta um suplemento especal contemplando nformações atnentes à saúde dos ndvíduos. A varável escolhda para mensurar a condção de saúde dos ndvíduos fo estado de saúde auto avalado. 9 Essa medda apresenta cnco categoras de resposta: muto bom, bom, regular, rum e muto rum. Neste trabalho, consderamos como saudáves os ndvíduos que avalam seu estado de saúde como muto bom e bom e como doentes os que avalam como regular, rum e muto rum. 10 4.1. COMPOSIÇÃO DA AMOSTRA A amostra utlzada para a realzação da mcrossmulação é composta pelos ndvíduos acma de 25 anos de dade, totalzando 191.292 observações 11. O modelo é estmado para dferentes sub-amostras defndas por sexo e pelos seguntes grupos etáros: entre 25 e 59 e acma de 59 anos. Esta desagregação é realzada para consderar 9 Na PNAD, essas nformações podem ser fornecdas pela própra pessoa, por outra pessoa moradora no domcílo e pessoa não moradora no domcílo. Em 2003, 38,19% das nformações foram relatadas pela própra pessoa e 59,71% por outra pessoa moradora no domcílo. 10 Essa classfcação reflete bem as condções de morbdade dos ndvíduos da amostra, estando bastante assocada com as outras varáves de morbdade presentes na PNAD, tas como dade, número de doenças crôncas, problemas de mobldade físca e se esteve acamado no período de referênca. (Noronha, 2005). 11 Exclumos da análse os ndvíduos abaxo de 25 anos, uma vez que estes anda não completaram seu cclo regular de estudos. Para este grupo, como o conjunto de escolhas nclu também a decsão de estudar, é possível observar uma stuação em que tanto o ndvíduo saudável, como o doente, decde não trabalhar porque optou apenas por estudar. Neste caso, podemos nterpretar que a decsão de não trabalhar do ndvíduo doente decorre do estado de saúde precáro, quando na realdade pode ser resultado da escolha do ndvíduo por apenas estudar. Além dsso, tendo em vsta a relação postva entre a saúde e nível de renda, o efeto do estado de saúde sobre a partcpação da força de trabalho pode ser ambíguo. Podemos observar por um lado, ndvíduos doentes que, por pertencerem a um estrato socal mas baxo, trabalham para complementar a renda famlar, e por outro lado, ndvíduos saudáves que, por terem melhor condção socoeconômca, não trabalham e optam apenas por estudar. 17

as dferentes escolhas que cada grupo de dade e sexo se depara ao decdr partcpar ou não da força de trabalho. Para o grupo etáro entre 25 e 59 anos, a decsão freqüentemente restrnge-se entre partcpar ou não da força de trabalho. Para os dosos, a decsão envolve a escolha entre se aposentar e permanecer no mercado de trabalho ou se aposentar e sar do mercado de trabalho. Essas escolhas podem ser afetadas pelas característcas ndvduas, tas como estado de saúde, renda do trabalho, e outras rendas, como aposentadora, que depende em grande medda do sstema de segurdade socal. Como os ndvíduos desse grupo podem se aposentar, o trabalho não é a únca ou a prncpal fonte de renda, fazendo com que as característcas ndvduas afetem de forma dferencada a decsão de partcpar do mercado de trabalho. Na tabela 1 apresentamos o número de observações em cada sub-amostra, dstngundo por condção de saúde. TABELA 1. TOTAL DE VAÇÕES POR SUB-AMOSTRA - 2003 Amostra 25 a 29 anos 60 anos e mas Total Homens saudáves 59740 6565 66305 Homens Doentes 18334 7784 26118 Mulheres Saudáves 57281 7448 64729 Mulheres Doentes 23566 10556 34122 Total 158921 32353 191274 Mssng Saúde 14 4 18 Total 191292 PNAD 2003. 4.2. VARIÁVEIS DEPENDENTES E INDEPENDENTES As varáves dependentes do modelo de geração de rendmentos são: partcpação da força de trabalho, número de horas trabalhadas e taxa salaral. Defnmos como partcpando da força de trabalho os ndvíduos acma de 25 anos de dade, cuja renda e o número de horas de trabalho são postvas. Segundo essa defnção, a proporção de homens e mulheres ocupados é gual a 78,54% e 47,49%, 18

respectvamente 12. A dstrbução dessa proporção segundo condção de saúde mostra que o percentual de pessoas ocupadas é mas elevado entre os saudáves, sugerndo que o estado de saúde precáro tende a exclur os ndvíduos da força de trabalho (Gráfco 1). A quantdade ofertada de trabalho é defnda pelo número de horas ofertadas na semana que antecedeu a pesqusa (PNAD), consderando o trabalho prncpal, trabalho secundáro e demas empregos. Nessa amostra, o número médo de horas trabalhadas é gual a 43,62, o que corresponde a 8 horas dáras. Os resultados segundo condção de saúde são bastante smlares entre saudáves e doentes, sugerndo que ter saúde precára parece não afetar a quantdade ofertada de trabalho (Gráfco 2). Para os ndvíduos doentes, como já decdram partcpar da força de trabalho, é possível que seu estado de saúde não seja tão precáro, ofertando a mesma quantdade de trabalho que os saudáves. Além dsso, a quantdade ofertada de trabalho depende mas das característcas do mercado do que de uma decsão ndvdual, sobretudo entre os ndvíduos que trabalham no setor formal. A taxa salaral por hora de trabalho é defnda como o total de rendmentos mensas provenentes de todos os trabalhos, dvddo pelo número total de horas ofertadas de trabalho no mês correspondente. Consderamos os rendmentos mensas recebdos em dnhero ou em valor dos produtos e mercadoras. Como observado no gráfco 3, a taxa salaral é bastante dferencada entre os ndvíduos doentes e saudáves, sugerndo que ter estado de saúde precáro reduz a produtvdade do trabalhador. 12 Não são consderados no modelo ndvíduos cujo número de horas de trabalho é maor do que zero, mas possuem renda salaral nula. Essas observações correspondem a 5,71% dos ndvíduos acma de 25 anos, sendo composta em sua maora por mulheres (76%). 19

As varáves ndependentes ncluídas no modelo estão lstadas no quadro 1. QUADRO 1. VARIÁVEIS INDEPENDENTES INCLUÍDAS NO MODELO DE DETERMINAÇÃO DOS RENDIMENTOS INDIVIDUAIS Varáves Independentes Equação da Equação de Equação de oferta de Partcpação rendmentos trabalho Logartmo da renda salaral X Logartmo da renda não salaral: Renda ndvdual provenente de todas as fontes exceto saláro X X Escolardade: Incluímos com um termo lnear e um quadrátco X X Número de flhos X X Estado cvl: Dummy se o ndvíduo é casado e cônjuge não trabalha, se o ndvíduo é casado e cônjuge trabalha. X X Categora de referênca: Soltero Raça: Dummy gual a 1 se branco X X X Local de resdênca: Varável dummy gual a 1 se ndvíduo resde na área urbana X X X Regão do país: Conjunto de dummes defndas para cada regão: norte, nordeste, sudeste (exceto São Paulo), sul e X X X centro oeste e Dstrto Federal. Referênca: São Paulo Chefe de famíla: Dummy gual a 1 se o ndvíduo é chefe de famíla X X Idade: Incluída com um termo lnear e quadrátco X X X Razão nversa de Mlls X X Não fo possível nclur na estmação dos modelos as caracterítcas de ocupação dos trabalhadores. A dfculdade em nclur essas meddas decorre da necessdade de se estmar a renda salaral para os ndvíduos doentes desocupados de forma a mensurar o efeto partcpação. 13 5. RESULTADOS 5.1. O IMPACTO DO ESTADO DE SAÚDE SOBRE A DISTRIBUIÇÃO DE RENDIMENTOS INDIVIDUAIS Nessa seção dscutmos os resultados referentes ao mpacto do estado de saúde sobre a dstrbução de rendmentos ndvduas. Enfatzamos os resultados obtdos através do coefcente de Gn, por este ser um ndcador comumente utlzado na 13 Para a estmação das equações de rendmentos através do método proposto por Heckman (1979), é necessáro defnr varáves de dentfcação. Supõem-se que estas afetam a escolha ocupaconal, mas não a taxa salaral ou o número de horas ofertadas de trabalho. A renda salaral e a escolardade são as varáves de dentfcação do modelo de horas ofertadas de trabalho. Para o modelo da taxa de saláros, as varáves de dentfcação são o logartmo da renda não salaral, o número de flhos, estado cvl e se o ndvíduo é o chefe de famíla. 20

lteratura e de fácl nterpretação. Os resultados, em termos qualtatvos, são bastante robustos aos ndcadores de dstrbução de renda utlzados, ou seja, o snal de causaldade da relação entre desgualdade de renda e saúde ndepende da medda de dstrbução de renda. A prncpal dferença refere-se à magntude deste efeto, sendo mas acentuada quando a desgualdade de rendmentos é mensurada pelo índce de T- Thel. 14 A análse é realzada prmeramente para toda amostra, ou seja, para os ndvíduos que têm 25 anos ou mas de dade. Posterormente, os resultados são também estratfcados por sexo e pelos seguntes grupos etáros: 25 a 59 e 60 anos e mas. A dstnção segundo esses subgrupos populaconas é mportante para consderar as dferentes escolhas que cada grupo de dade e sexo se depara ao decdr partcpar da força de trabalho. Além dsso, o mpacto da saúde é dferencado entre esses subgrupos por estar muto assocado ao cclo de vda e por afetar homens e mulheres de forma dferente. As mulheres, em todos os grupos de dade, apresentam menor probabldade de morrer, embora reportem mas morbdades, especalmente nas dades reprodutvas (Aquno, Menezes e Amoedo, 1992). Os resultados encontrados revelam a presença do efeto da saúde sobre a dstrbução de rendmentos. Analsando toda amostra, observamos um efeto total da saúde gual a 2,47% (tabela 2). Neste caso, se elmnássemos as dferenças entre saudáves e doentes na probabldade de partcpar da força de trabalho, na quantdade ofertada de trabalho e na produtvdade, observaríamos uma redução de 2,47% na 14 Os resultados estmados através do índce de T-Thel estão no ANEXO 2. 21

desgualdade de rendmentos. A magntude desse valor equvale a 82,33% da varação observada no coefcente de Gn na década de 90. 15 TABELA 2. IMPACTO DA SAÚDE SOBRE A DESIGUALDADE DE RENDIMENTOS INDIVIDUAIS - AMOSTRA DE INDIVÍDUOS COM 25 ANOS OU MAIS DE IDADE Efetos Coefcente de Gn Varação % Total* 0.5509-2.47 Partcpação* 0.5539-1.94 Observado (com renda zero)* 0.5649 - Produtvdade 0.5519-0.14 Oferta de Trabalho 0.5507-0.36 Observado (sem renda zero) 0.5527 - * Para calcular o efeto partcpação, os índces de desgualdade de rendmentos observados são mensurados consderando os rendmentos guas a zero dos ndvíduos que hpotetcamente partcpam da força de trabalho. Fonte: Elaboração Própra. Esses resultados sugerem que a perda de rendmentos salaras devdo ao efeto da saúde precára sobre os rendmentos ndvduas contrbu para aumentar a desgualdade de renda 16. Comparando a méda de rendmentos salaras smulados com a méda dos rendmentos observados, verfcamos uma perda méda gual a 30,93% devdo ao efeto total da saúde (ANEXO 3). Dos três efetos analsados, o que apresenta a maor magntude é o efeto partcpação. Consderando os ndvíduos acma de 25 anos de dade, observamos que o mpacto do estado de saúde sobre a dstrbução de rendmentos, devdo o seu efeto sobre a partcpação no mercado de trabalho, é gual a 1,94%, contra 0,14% e 0,36% do efeto produtvdade e do número de horas ofertadas de trabalho, respectvamente (Tabela 2). 15 Entre 1990 e 1999 o coefcente de Gn e o índce de Thel se reduzram 3 e 8% respectvamente. 16 Para calcular o efeto total e o efeto partcpação, os índces de desgualdade de rendmentos observados e hpotétcos são mensurados consderando os rendmentos guas a zero apenas dos ndvíduos que hpotetcamente partcpam da força de trabalho. Se consderássemos na análse todos os ndvíduos cujo rendmento é gual a zero, o efeto total da saúde sobre a dstrbução de rendmentos sera gual a -1,24%. Quando ncluímos todos os ndvíduos na análse, o efeto da saúde pode estar subestmado uma vez que nem todos os ndvíduos doentes desocupados estaram trabalhando anda que a probabldade de trabalhar fosse a mesma entre doentes e saudáves. O mesmo procedmento fo utlzado para mensurar o efeto da saúde sobre o nível de pobreza. 22

A maor mportânca do efeto partcpação em relação aos demas se deve à perda de rendmentos salaras ocorrer através da exclusão dos ndvíduos doentes do mercado de trabalho. Em méda, cerca de 3,58% dos ndvíduos são excluídos da força de trabalho devdo à saúde precára. 17 A magntude desse valor é expressva, correspondendo a mas de 1/3 da população desocupada em 2003 no Brasl. 18 Ao supormos que não exstem dferenças entre saudáves e doentes na partcpação do mercado de trabalho, os doentes, que antes auferam renda zero, passaram a receber uma renda postva reduzndo a dferença de renda entre os grupos extremos da dstrbução. Os ndvíduos doentes excluídos do mercado de trabalho muto provavelmente são aqueles cuja partcpação ocorrera através de servços que exgem maor esforço físco e cujo nível educaconal é mas baxo. Nesse caso, a probabldade de partcpar da força de trabalho é menor, uma vez que um estado de saúde precáro que gere maores restrções físcas mpede que esses ndvíduos contnuem trabalhando. Como esses ndvíduos pertencem aos extratos econômcos mas baxos, a sua exclusão do mercado de trabalho torna anda maor a dferença de renda entre os grupos extremos da dstrbução, acentuando com sso a desgualdade de renda. Quando analsamos a perda méda de rendmentos salaras por decs de renda famlar per capta, observamos um efeto mas acentuado da saúde precára nos grupos socoeconômcos mas baxos (Gráfco 4). Esse resultado evdenca a mportânca em se desenvolver polítcas que tenham como objetvo reduzr as desgualdades socas em saúde e rentegrar os 17 Esse percentual corresponde à razão entre o total de ndvíduos doentes excluídos da força de trabalho e o total de ndvíduos doentes e saudáves que efetvamente partcpam da força de trabalho segundo a PNAD de 2003. O total de ndvíduos doentes excluídos da força de trabalho é obtdo a partr da comparação entre o número hpotétco de doentes ocupados e a quantdade observada. 18 Segundo nformações do IBGE, neste ano, a taxa de desemprego era gual a 9%. 23

ndvíduos doentes no mercado de trabalho, buscando reduzr essas dferenças entre os saudáves e doentes através, prncpalmente, de programas de qualfcação profssonal. Os resultados encontrados neste trabalho, entretanto, apresenta restrções na medda em que consdera apenas os rendmentos provenentes do trabalho. Quando o ndvíduo é excluído do mercado de trabalho por motvo de saúde, em geral, ele recebe uma renda de aposentadora por nvaldez, gerando um ônus para o Estado que tem que fnancar essa aposentadora. Do ponto de vsta ndvdual, o recebmento dessa fonte reduz os efetos da saúde precára sobre o nível de bem estar, provocando uma compensação sobre a renda total. A extensão com que a desgualdade de renda é afetada pela exclusão do ndvíduo do mercado de trabalho dependerá de quanto a renda por aposentadora compensa a perda de rendmentos salaras. Dto de outra forma, a perda de rendmentos salaras decorrente da saúde precára, terá um efeto mas ou menos concentrador de renda dependendo de quanto as nqüdades observadas no sstema de segurdade socal reproduzem as nqüdades presentes no mercado de trabalho. Comparando a renda mensal méda hpotétca que o ndvíduo doente desocupado recebera no mercado de trabalho com o rendmento médo de aposentadora dos ndvíduos doentes, por decs de renda famlar per capta, observamos que o rendmento salaral hpotétco é maor do que a renda méda de aposentadora na maora dos grupos socoeconômcos (Gráfco 5). Essa dferença é menor nas camadas de renda mas elevada, sendo que no últmo decl de renda a aposentadora tende a ser maor do que a renda salaral hpotétca (Gráfco 6). 24

Esses resultados sugerem que o sstema de segurdade socal parece amplar a desgualdade de renda. Entretanto, esta análse precsa ser vsta com cautela na medda em que as nformações sobre aposentadora presentes na base de dados utlzada nesta tese não permtem dstngur a aposentadora devdo à doença dos demas tpos de aposentadora. Para o efeto produtvdade e do número de horas de trabalho, observamos um efeto muto pequeno da saúde sobre o nível de desgualdade de rendmentos. Muto embora, na méda, o efeto do estado de saúde sobre a produtvdade acarreta uma perda elevada de rendmento, em termos ndvduas essa perda não é grande o sufcente para alterar a posção relatva do ndvíduo no rankng da dstrbução, uma vez que essa análse refere-se aos ndvíduos que já estão no mercado de trabalho. 19 Como já recebem uma renda postva, as alterações no nível de renda podem acarretar modfcações muto pequenas de sua posção relatva na socedade. Além dsso, os índces de desgualdade de rendmentos parecem pouco sensíves a melhoras na posção dos doentes de menor renda no rankng da dstrbução. No Brasl, como observa Rocha (2003), a pouca sensbldade das meddas de desgualdade a alterações na renda dos mas pobres decorre do rendmento muto elevado dos ndvíduos que estão no topo da dstrbução. De acordo com a autora, na década de 90, a despeto dos ndcadores de pobreza terem sofrdo uma forte redução, a queda observada na desgualdade de renda fcou abaxo deste valor. Em decorrênca dessa lmtação, calculamos os ndcadores de pobreza para verfcar se e em que medda a saúde mpacta os rendmentos dos ndvíduos que estão na base desta dstrbução. 19 Analsando os dferencas de rendmentos entre os ndvíduos saudáves e doentes, observamos que o estado de saúde precáro acarreta perda de rendmento elevada quando consderamos o seu efeto sobre a produtvdade, sendo gual a 15,64%. Para o número de horas ofertadas de trabalho, o efeto é ambíguo, e depende do grupo de dade e sexo analsados (ANEXO 3). 25

Como será vsto na próxma subseção, o estado de saúde precáro altera a posção dos grupos de menor renda, uma vez que afeta a proporção de ndvíduos que auferem rendmentos abaxo da lnha de pobreza, contrbundo para aumentar a proporção de pobres. No entanto, essa mudança não é sufcente para alterar de forma expressva o coefcente de Gn e o índce T-Thel. No caso do efeto do número de horas ofertadas de trabalho, é possível que não haja dferenças sgnfcatvas entre os saudáves e doentes. A oferta de trabalho pode depender mas das característcas do mercado de trabalho do que do estado de saúde do ndvíduo, sendo pouco sensível a essa varável, prncpalmente entre os ndvíduos que trabalham no setor formal. O número de horas de trabalho parece dferr pouco entre doentes e saudáves. Comparando a quantdade ofertada de horas de trabalho observada com a smulada, constatamos que, em méda, a saúde precára contrbu para reduzr a oferta de trabalho dos doentes em 2,22%. Essa dferença é mas acentuada entre os dosos, sendo gual a 6,35% para os homens e 11,33% para as mulheres (Tabela 3). TABELA 3. EFEITO DA SAÚDE SOBRE O NÚMERO DE HORAS OFERTADAS DE TRABALHO - 2003 GRUPOS ETARIOS % HOMENS MULHERES TOTAL 25 A 59-0.67-3.23-1.68 60 E MAIS -6.35-11.33-7.17 TOTAL -1.31-3.55-2.22 Fonte: Elaboração Própra. 5.1.1. ANÁLISE POR GRUPOS ETÁRIOS E SEXO Quando desagregamos a análse por sexo e dade, os resultados encontrados são smlares ao observado para toda a amostra. Independentemente do grupo populaconal analsado, este mpacto ocorre prncpalmente através do efeto partcpação e é mas elevado entre os dosos. 26

Analsando segundo sexo, observamos um efeto mas elevado entre os homens. Se elmnássemos as dferenças entre saudáves e doentes na probabldade desse subgrupo populaconal partcpar da força de trabalho, o coefcente de Gn sera reduzdo em 2,03%. Entre as mulheres, essa redução sera um pouco menor, gual a 1,71% (Tabela 4). TABELA 4. IMPACTO DA SAÚDE SOBRE A DESIGUALDADE DE RENDIMENTOS INDIVIDUAIS POR SEXO - AMOSTRA DE INDIVÍDUOS COM 25 ANOS OU MAIS DE IDADE HOMENS MULHERES EFEITO GINI GINI (%) GINI GINI (%) TOTAL 0.5499-2.52 0.5363-2.20 PARTICIPACAO 0.5526-2.03 0.5390-1.71 0.5641-0.5484 - PRODUTIVIDADE 0.5514-0.03 0.5345-0.36 HORAS DE TRABALHO 0.5496-0.36 0.5349-0.27 (COM RENDA ZERO)* 0.5515-0.5364 - * Para calcular o efeto partcpação, os índces de desgualdade observados são obtdos consderando os rendmentos guas a zero dos ndvíduos que hpotetcamente partcpam da força de trabalho. Fonte: Elaboração Própra. A desagregação por dade mostra que a saúde mpacta de forma dferente os grupos etáros, sendo este efeto mas elevado entre os dosos. Para esta parcela da população, o efeto total da saúde sobre a desgualdade de rendmentos é gual a 7,27% entre os homens e 7,13% entre as mulheres (Tabela 5). Para os que têm entre 25 e 59 anos, este mpacto sera bem menor, sendo gual a 1,97%. TABELA 5. IMPACTO DA SAÚDE SOBRE A DESIGUALDADE DE RENDIMENTOS INDIVIDUAIS POR SEXO E GRUPOS ETÁRIOS - EFEITO TOTAL* HOMENS MULHERES TOTAL GRUPOS GINI ETARIOS SIMU LADO VARIA CAO % SIMU LADO VARIA CAO % SIMU LADO VARIA CAO % 25 E 59 0.5505 0.5400-1.91 0.5425 0.5321-1.92 0.5542 0.5433-1.97 60 E MAIS 0.7113 0.6596-7.27 0.7004 0.6504-7.13 0.7165 0.6632-7.44 * Para calcular o efeto total, os índces de desgualdade observados são obtdos consderando os rendmentos guas a zero dos ndvíduos que hpotetcamente partcpam da força de trabalho. Fonte: Elaboração Própra. O prncpal mecansmo pelo qual a saúde mpacta a dstrbução de rendmentos é através de seu efeto sobre a partcpação. Novamente, este efeto é mas acentuado 27

entre os dosos, sendo gual a 6,12% e 5,62%, para os homens e mulheres, respectvamente (TABELA 6). O maor mpacto observado entre os dosos se deve à exclusão mas acentuada da força de trabalho neste grupo etáro em relação aos demas. TABELA 6. IMPACTO DA SAÚDE SOBRE A DESIGUALDADE DE RENDIMENTOS INDIVIDUAIS POR SEXO E GRUPOS ETÁRIOS - EFEITO PARTICIPAÇÃO* HOMENS MULHERES TOTAL GRUPOS GINI ETARIOS SIMU LADO VARIA CAO % SIMU LADO VARIA CAO % SIMU LADO VARIA CAO % 25 E 59 0.5505 0.5421-1.52 0.5425 0.5345-1.48 0.5542 0.5458-1.52 60 E MAIS 0.7113 0.6678-6.12 0.7004 0.6610-5.62 0.7165 0.6727-6.11 * Para calcular o efeto partcpação, os índces de desgualdade observados são obtdos consderando os rendmentos guas a zero dos ndvíduos que hpotetcamente partcpam da força de trabalho. Fonte: Elaboração Própra. Como pode ser observado na tabela 7, constatamos que o percentual de dosos excluídos do mercado de trabalho corresponde a 18 e 21% da força de trabalho masculna e femnna dessa faxa etára, respectvamente. Esse valor é 5 e 6 vezes mas elevado quando consderamos a méda da população acma de 25 anos, cuja proporção é gual a 3,58%. Este resultado reflete a maor vulnerabldade do estado de saúde deste grupo etáro, para o qual observamos uma proporção de doentes mas elevada, e em geral a doença, por ser mas grave, tende a gerar algum tpo de ncapacdade físca ou cogntva. TABELA 7. EFEITO DA SAÚDE SOBRE A PARTICIPAÇÃO NA FORÇA DE TRABALHO DA AMOSTRA DE INDIVÍDUOS DOENTES EM 2003 Grupos Etáros % de ndv. ocupados na amostra de doentes Hpotétco Valor absoluto % de ndv. ocupados na amostra de doentes Observado Valor absoluto Indv. doentes excluídos da força de trabalho Indv. doentes excluídos da FT como % do total observado de ndvíduos ocupados (doentes e saudáves) Homens 25 a 59 anos 84.79 15344 76.11 13774 1570 2.40 60 e mas 45.71 3515 32.76 2519 996 18.00 Total Homens - 18859-16293 2566 3.58 Mulheres 25 a 59 anos 52.00 12195 46.05 10940 1255 2.90 60 e mas 12.81 1350 8.61 908 442 21.00 Total Mulheres - 13545-11848 1697 3.60 Acréscmo de nd. doentes na FT Fonte: PNAD 2003. - 32404-28141 4263 3.58 28