Área 13 - Desigualdade, pobreza e políticas sociais JEL ... · 2005 à 2009, para observar a...

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Área 13 - Desigualdade, pobreza e políticas sociais JEL Classifications: C3; J24; J31

TERCEIRA IDADE, TRABALHO E APOSENTADORIA: DETERMINANTES A

PARTIR DE UMA ANÁLISE DO TRABALHO FORMAL NA REGIÃO NORDESTE

Andrezza Valeska Queiroz Rodrigues*

Everlândia de Souza Silva**

Roberta Moraes Rocha***

Adelson Santos da Silva ****

Resumo

O aumento da expectativa de vida e a queda da taxa de fecundidade tem sido um dos motivos

para possíveis reformas da previdência. A fim de analisar possíveis influências de emendas

constitucionais a respeito dos requisitos para obter a aposentadoria, a presente pesquisa

utilizou os dados do Relatório Anual de Informações Sociais (RAIS) referente ao período de

2005 à 2009, para observar a dinâmica do mercado de trabalho nordestino do trabalhador

acima dos 60 anos. Analisou-se os fatores de influência do salário da força de trabalho idosa a

partir de estimações por Mínimos Quadrados Ordinários e análise em painel com Efeitos

Fixos, o qual o resultado considerando a heterogeneidade não observada dos trabalhadores

mostrou que entre os trabalhadores formais idosos do Nordeste, os aposentados têm uma

remuneração superior, em cerca de 13,37%. Para verificar aspectos relacionados a inserção do

idoso no que se refere ao tipo de aposentadoria, utilizou-se o modelo Logit Multinomial,

analisando as probabilidades das chances dos trabalhadores idosos se aposentarem por tempo

de contribuição, por idade, especial, invalidez ou compulsoriamente. Além disso, a análise

realizada nesta pesquisa demonstra que os benefícios da aposentadoria são obtidos de formas

distintas entre as diferentes raças, níveis de escolaridade, ocupações, setor de trabalho e

estados do Nordeste.

Palavras-chave: Previdência Social; Heterogeneidade não observada; Dados em Painel;

Abstract

The increase of life expectancy and the fall of the fertility rate has been one of reasons for

possible pension reforms. In order to analyze the possible effects of constitutional

amendments regarding retirement requirements, the present study used data from the Annual

Social Information Report (RAIS) considering the period from 2005 to 2009 to observe the

dynamics of the Northeastern job Market for workers who are over 60 years old. We analysed

the determinants of the elderly workforce salary from estimates of Ordinary Least Squares

and panel analysis with Fixed Effects, which showed that considering the unobserved

heterogeneity of the workers in the Northeast, formal elderly workers of the Northeast, have a

higher remuneration, at around 13,37%. In order to verify aspects related to the insertion of

the elderly regarding the type of retirement, the Logit Multinomial model was used, analyzing

the probabilities of the chances of the elderly workers to retire by time of contribution, by age,

special, disability or compulsorily. In addition, the analysis carried out in this research shows

that the benefits of retirement are obtained in different ways among the different races, levels

of education, occupations, labor sector and Northeastern states.

Keywords: Social Security; Unobserved heterogeneity; Panel data;

* Bacharel em Economia pela UFRPE-UAST. E-mail: [email protected] ** Mestre em Economia pelo PPGECON/UFPE-CAA. E-mail: [email protected] *** Doutora em economia pelo PIMES. E-mail: [email protected]

**** Mestre em Economia pelo PPGECON/UFPE-CAA. E-mail: [email protected]

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1. Introdução

De acordo com os dados do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE)

2010, dada crescente expectativa de vida no Brasil, destaca-se que o Nordeste é a segunda

região com mais idosos cerca de mais de 5,4 milhões de pessoas. De acordo com a lei Nº

8.842/1994 são considerados idosos pessoas com 60 anos ou mais idade. Nesta perspectiva, o

processo de envelhecimento e a situação da distribuição etária na região demonstram a

importância de avaliar como as políticas públicas aplicadas podem atingir a situação

econômica e social do Nordeste. Segundo o estudo do IBGE, Síntese de Indicadores Sociais

2012, os grupos de vulnerabilidade demonstram a condição de desigualdade regional, sendo a

situação de vulnerabilidade por renda de 29,8% da população brasileira e na região Nordeste

50,8%.

Apesar da taxa de crescimento anual 2010-2000 do Nordeste ser superior à média

nacional, o valor do rendimento médio das famílias continua sendo o menor entre as regiões

do país (ARAÚJO, 2014). É crucial o papel desempenhado pelas organizações

governamentais, principalmente a responsabilidade de promover estratégias e incorporar

medidas para erradicar a pobreza extrema da região mais desigual do país.

Analisando a quantidade de pessoas idosas, o baixo rendimento médio das famílias e o

alto índice de pobreza extrema, é relevante prognosticar o impacto de mudanças realizadas

para obtenção da aposentadoria e o efeito causado às pessoas de 60 anos ou mais idade. Uma

vez que os benefícios previdenciários não só impactam fortemente na renda do idoso, mas

uma parcela significativa do rendimento de famílias inteiras (CAMARANO et al, 1999).

Esta tendência ao envelhecimento da população, cada vez mais crescente, tem levado a

intensas discussões sobre o modelo da previdência social. Neste sentido, verifica-se uma

elevação vertiginosa do número de beneficiários da previdência social que no ano 1994

chegava a cerca de 15 milhões e em dezembro de 2009 atingiu 27 milhões. Além disso, a

aposentadoria por tempo de contribuição e a aposentadoria por idade apresentavam a maior

participação na quantidade total de benefícios, respectivamente, 29,5% e 22,4%, de acordo

com o Anuário Estatístico da Previdência Social (DATAPREV, 2010).

A escolha da Região Nordeste nesta pesquisa, consiste no fato de que, segundo os

dados da RAIS para o ano de 2009, esta região apresentou que prevalece trabalhadores do

sexo feminino, cerca de 4.087 entre os idosos aposentados, enquanto que a maioria dos

trabalhadores não aposentados é homem correspondendo a 153.945 mil trabalhadores. E neste

mesmo ano, a desigualdade salarial entre os gêneros dos idosos aposentados é discrepante, os

idosos aposentados do sexo masculino apresentaram uma remuneração em média de R$

4.208,93, e as mulheres R$ 2.105,58, essa diferença é de R$ 2.103,35.

Levando em consideração o tipo de aposentadoria do trabalhador idoso da região e o

diferencial salarial, de acordo com os dados da RAIS para o ano de 2009, a categoria de

aposentadoria por invalidez apresentou o menor salário real médio, em torno de R$ 869,47, e

a categoria de aposentadoria por tempo de contribuição a de maior remuneração média, cerca

de R$ 4.159,71.

Diante disto, o objetivo desta pesquisa consiste em avaliar os principais fatores de

influência do salário da força de trabalho idosa, estimando ainda o diferencial salarial dos

idosos aposentados. Para tanto, estima-se em Modelo de Mínimos Quadrados Ordinários e

Painel de Dados a fim de verificar o efeito das características não observadas dos

trabalhadores idosos e comparar as mudanças nas estimativas. Em um segundo momento,

estima-se a probabilidade de o idoso optar ou se inserir em determinada categoria do tipo de

aposentadoria (por contribuição, por idade, compulsória, especial e invalidez) e avaliar fatores

que influenciam no tipo de aposentadoria obtida pelo idoso. Neste caso estima-se pelo modelo

Logit Multinomial.

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A principal contribuição desta pesquisa para a literatura empírica consiste em analisar

de forma mais completa o mercado de trabalho idoso no que se refere a avaliar e estimar o

diferencial salarial da força de trabalho idosa aposentada. Este estudo se justifica devido o

processo de envelhecimento da população e as disparidades socioeconômicas regionais no

Brasil, onde a participação do idoso, sendo aposentado ou não, nas atividades econômicas

podem indicar sua necessidade ou dependência. Analisa as influências de escolha de cinco

tipos de aposentadoria, neste sentido, para conhecimento o possível impacto socioeconômico

no Nordeste pelas mudanças nos requisitos para se obter a aposentadoria. Busca-se avaliar se

características como sexo, idade, idade², experiência, experiência², raça, escolaridade, estados,

ocupação, setor (público/privado) têm influência no salário do idoso e no tipo de

aposentadoria obtida pelo trabalhador idoso.

2. Mercado de Trabalho Idoso: Evidências Empíricas

No Brasil há grandes disparidades econômicas entre as regiões, e a região Nordeste

apresenta piores diferenciais salariais entre os trabalhadores (IBGE, 2010). No que diz

respeito a participação da população idosa, aposentada ou não, no mercado de trabalho e as

transformações demográficas e modificações na economia geram impactos sociais e

econômicos, no que se refere a condição em que o envelhecimento da força de trabalho pode

reduzir os níveis de produtividade do país (QUEIROZ; JACINTO, 2012).

O estudo de Menezes e Carrera-Fernandez (2001) sobre os determinantes e

condicionantes que levam os idosos continuarem inseridos ou buscando reinserção no

mercado de trabalho na região de Salvador/BA, mostrou que quanto maior a idade menor a

probabilidade de participar da força de trabalho, e que os homens idosos são mais propensos a

ofertarem mão-de-obra. Concluiu que o idoso, busca ou participa da força de trabalho

principalmente devido ao salário e não como forma de terapia ocupacional, para não ficar

ocioso.

Para identificar e entender o comportamento da inserção de pessoas com idade mais

avançada no mercado de trabalho, Marco Angrisani et al. (2013) utilizaram informações sobre

dados demográficos individuais, situação da força de trabalho, situação financeira e estado de

saúde da população dos Estados Unidos com mais de 50 anos. Os autores consideraram o

papel das características não observadas, tais como importância e dificuldade de tarefa,

variedade de habilidades, desse modo, afirmaram que os traços de personalidade

desempenham papel crucial na decisão do idoso ofertar força de trabalho.

Juerges et al. (2014), apresentaram a influência dos incentivos financeiros e de saúde

na decisão dos trabalhadores se aposentarem ou não, em especial os benefícios por deficiência

em pensões de invalidez. Mostraram que os incentivos financeiros à aposentadoria afetam

todos os trabalhadores, doentes ou saudáveis. Os autores verificaram que as decisões de

seguridade social da Alemanha proporcionam benefícios muito generosos, neste sentido,

simulam como as mudanças nos requisitos para o benefício em pensão de invalidez afetariam

o comportamento de aposentadoria. E o resultado mostra que uma reforma tornando o

processo de concessão de benefícios por incapacidade mais rigoroso aumenta a participação

da força de trabalho na velhice.

3. Dados e Modelo Empírico

Para a formulação desta pesquisa, a base de dados utilizada foi a disponibilizada pelo

Relatório Anual de Informações Sociais (RAIS) do Ministério do Trabalho e Emprego

(MTE), a qual é a principal fonte de informação do mercado de trabalho formal do país. Os

dados utilizados correspondem à Região Nordeste para o período de 2005-2009. Foram

utilizados na análise econométrica apenas trabalhadores a partir de 60 anos e foi estabelecido

o salário deflacionado por hora como variável dependente.

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Os resultados obtidos pelos modelos econométricos permitem verificar a relação entre

as variáveis dos trabalhadores. Para o conjunto de dummies ocupacionais, os Profissionais das

ciências e das artes foram a categoria base omitida, devido dentre os trabalhadores idosos,

aposentados ou não, apresentaram um dos maiores percentuais nos grupos ocupacionais. Para

as dummies de Estado, a variável omitida foi a região que apresentou o maior número de

idosos trabalhadores formais da região, o estado da Bahia. O mesmo ocorreu com a raça/cor

do trabalhador, a raça/cor branca apresentou maior frequência, então foi a base omitida.

Utilizou-se a variável Analfabeto como omitida. Referente ao setor de trabalho, nesta

pesquisa a dummy setor privado foi a base omitida, visto que achou-se interessante analisar o

setor que emprega mediante concurso público, considerando as características não observadas

dos trabalhadores.

3.1 Modelo econométrico de dados em painel para efeitos fixos

A análise dos dados em painel é apropriada nesta pesquisa devido o fato de controlar a

heterogeneidade presente nos indivíduos, ou seja, suas características não observadas. Neste

modelo, observa-se cada variável individual e simultaneamente, reduzindo a colinearidade

entre as variáveis explicativas e analisando os efeitos causados por variáveis omitidas no

modelo, tornando-o mais viável numa análise econômica do mercado de trabalho. Dessa

forma, a equação será estimada por MQO e Efeitos fixos, respectivamente, descritas da

seguinte maneira:

ln(w)= X 𝛽 + S p + G ∝+ L 𝜗 + u (1)

ln(w)= X 𝛽 + S p + G ∝+ L 𝜗 + 𝛾 + u (2)

Posto que, w é o logaritmo do salário por hora em reais, 𝑋 é um vetor de características

socioeconômicas observáveis, tais como: idade, idade ao quadrado, experiência, experiência

ao quadrado. E o vetor S das variáveis dummies de gênero, grau de instrução, raça/cor, e

Estados do Nordeste. G corresponde as características do emprego, uma dummy de setor

público, e dummies que identificam a ocupação do trabalhador. Vetor L que identifica o

trabalhador aposentado. Por fim, os parâmetros, 𝛽, p, ∝ e 𝜗, serão estimados, sendo 𝛾 o efeito

fixo do trabalhador e u o erro estocástico.

3.2 Modelo econométrico Logit Multinomial

Estima-se um modelo Logit Multinomial para obter a probabilidade do trabalhador

idoso se inserir em um tipo de aposentadoria. Sendo esta pesquisa pioneira nesta análise, o

modelo tem como variável dependente um conjunto de dummies para os cinco tipos de

aposentadoria, a saber: contribuição, idade, compulsória, invalidez e especial, ou seja, neste

modelo a variável dependente é não ordenada e de caráter nominal.

O método utilizado neste trabalho parte da premissa de probabilidade do modelo logit

binário, sendo exposto pela seguinte equação (POWER; XIE, 2000):

log [p (a = 1)

p (A = 0)] = log

𝑃1

𝑃0

Em que “A” é a variável aleatória que indica a escolha, e a equação apresenta que a

probabilidade tem apenas dois casos, de modo que “a” só poderá ser 1 ou zero. A

probabilidade p é dada da seguinte forma:

P =𝑒 𝑥 (𝐸𝑦=0

𝑦∝𝑦 𝑋𝑖)𝑦

1+𝑒 𝑥 (𝐸𝑦=0 𝑦

∝𝑦 𝑋𝑖)𝑦

E a função de ligação do modelo consiste em:

5

𝑠𝑔 =𝑝𝑖

1 − 𝑝𝑖 ∑ ∝𝑦 𝑋𝑖 𝑦

𝑦

𝑦=0

Para o modelo Logit Multinomial a variável dummy codificada 1 ou zero, implica estimar as

chances log-odds do modelo, exposto da seguinte maneira:

1 ° [𝑝 (𝑎 = 𝑔)|𝑋𝑖

𝑝 (𝑎 = 1)|𝑋𝑖

] = 1 ° (𝑝𝑔

𝑝1) 𝑥𝑖 ∝𝑔 = 𝑠𝑖 𝑔

Em que xi são as características observáveis dos indivíduos, 𝑝1 e 𝑝𝑔são as

probabilidades da j-ésima e primeira categoria, em que a escolha da categoria base é arbitrária

(aposentadoria por tempo de contribuição), ∝ é o vetor de parâmetros a serem estimados.

Então a escolha é feita diante da probabilidade do indivíduo i optar pela escolha g dada as

suas características observáveis.

Portanto, neste modelo J é igual a 5 (isto é, os cinco tipos de aposentadoria), logo,J-1

equações representam a relação entre a variável resposta “A” e as variáveis explicativas

denotadas por 𝑥𝑖= 𝑥1 , ..., 𝑥𝑘, de forma que a probabilidade da ocorrência de uma categoria é

calculada em relação a categoria base do tipo de aposentadoria, neste modelo a categoria base

omitida foi J=1, ou seja, aposentadoria por tempo de contribuição, onde os vetores de

dimensão (y+1) são compostos por 𝑥𝑖 e ∝𝑔 . O vetor 𝑥𝑖 codifica a i-ésima observação das y

variáveis explicativas. Desse modo, mostra-se no modelo a estimação de y variáveis e g

categorias, sendo (y + 1)*(g – 1) o total de parâmetros. (POWER; XIE, 2000).

Têm-se neste modelo um caso específico da probabilidade, cuja variável dummy

apresenta cinco possibilidades inclusas, que são os cinco tipos de aposentadoria, demonstrado

da maneira abaixo:

P rh i = 1|x) = 𝑃𝑖1 = [1

1 + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝1 2) + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝1 5) ]

P rh i = 2|x) = 𝑃𝑖1 = [𝑒 𝑥 𝑃𝑖 ∝ 2

1 + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝2 2) + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝2 5) ]

𝑃 𝑟ℎ 𝑖 = 3|𝑥) = 𝑃𝑖1 = [𝑒 𝑥 𝑃𝑖 ∝ 3

1 + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝3 2) + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝3 5) ]

𝑃 𝑟ℎ 𝑖 = 4|𝑥) = 𝑃𝑖1 = [𝑒 𝑥 𝑃𝑖 ∝ 4

1 + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝4 2) + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝4 5) ]

𝑃 𝑟ℎ 𝑖 = 5|𝑥) = 𝑃𝑖1 = [𝑒 𝑥 𝑃𝑖 ∝ 5

1 + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝5 2) + 𝑒 𝑥 (𝑝 ∝5 5) ]

Em que a expressão de número 1 corresponde a probabilidade do trabalhador se

aposentar por tempo de contribuição, sendo considerada a categoria base, quando comparadas

com os outros tipos de aposentadoria, de modo a verificar as chances do trabalhador idoso

optar ou inserir-se em determinada categoria de tipo de aposentadoria. Ou seja, o modelo da

pesquisa mostra a categoria base como única em comparação com as outras categorias do tipo

de aposentadoria. Diante disso, deve ser enfatizado que as variáveis explicativas do modelo

que também são variáveis dummies têm a sua categoria base, e a níveis de comparação do tipo

de aposentadoria, as categorias são exclusivamente comparadas com a categoria 1 (categoria

base).

4. Análise dos Resultados

4.1 Resultado dos fatores de influência do salário dos trabalhadores idosos

Os resultados obtidos presentes na Tabela 1 mostram o teste de Hausman, onde pode-se

rejeitar a hipótese de efeitos aleatórios e considerar o efeito fixo dos indivíduos na análise.

Tabela 1 - Coeficientes do diferencial salarial dos idosos trabalhadores formais do

Nordeste para os modelos MQO e Efeitos fixos (Continua)

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MQO Efeito fixo

Características individuais do trabalhador

Aposentado 0.1082958 0.1337019

(0,0054912)* (0,0037715)*


Nordeste para os modelos MQO e Efeitos fixos. (Continuação)

Idade 0.0310826 0.6502833

(0,002179)* (0,0043697)*

Idade² -0.0002881 -0.0037016

(0,0000156)* (0,000033)*

Gênero (masculino) 0.2535618 -0.0264517

(0,0018041)* (0,0076088)*

Tempo no emprego 0.0000949 0.0004154

(0,0000211)* (0,000035)*

Tempo no emprego² 2.89e-06 9.31e-07

(4.77e-08)* (7.69e-08)*

Raça/cor (Categoria base - Branca)

Preta -0.1565511 0.1495007

(0,0049058)* (0,0061501)*

Índigena -0.2378869 0.1491808

(0,0182219)* (0,0156113)*

Amarela -0.0461875 0.1250919

(0,0126494)* (0,0122811)*

Parda -0.1433887 0.1734089

(0,0022356)* (0,021631)*

Grupos Ocupacionais (Categoria base - Profissionais das ciências e das artes)

Membros superiores do poder público, dirigentes,

gerentes 0.0963539 0.1488763

(0,0039563)* (0,032239)*

Técnicos de nível médio -0.0980684 -0.0207711

(0,0037251)* (0,0052173)*

Trabalhadores de serviços administrativos -0.2584286 -0.0142263

(0,0034244)* (0,0039862)*

Trabalhadores dos serviços, vendedores do

comércio -0.5730402 0.0163201

(0,0034036)* (0,0046211)*

Trabalhadores agropecuários, florestais e da pesca -0.8117432 -0.0485288

(0,0052258)* (0,01233)*

Trabalhadores da produção de bens e serviços

industriais (1) -0.3712461 -0.0120597

(0,0039673)* (0,006552)**

Trabalhadores da produção de bens e serviços

industriais (2) -0.3740955 -0.0111635

(0,0079919)* (0,0132617)

Trabalhadores em serviços de reparação e

manutenção

-0.5898544 -0.1995097

(0,0042821)* (0,0049414)*

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Características do setor de ocupação (Categoria base - Setor Privado)

Setor público -0.0865889 0.0872909

(0,0023255)* (0,0036396)*


Nordeste para os modelos MQO e Efeitos fixos. (Continuação)

Nível Educacional (Categoria base - Analfabeto)

Fundamental Incompleto 0.0282296 -0.022923

(0,0036805)* (0,0050334)*

Fundamental Completo 0.2204655 -0.0014447

(0,0042086)* (0,0053435)

Médio Incompleto 0.1451218 -0.0609956

(0,0050479)* (0,068045)*

Médio Completo 0.3573863 -0.0604763

(0,004223)* (0,0053292)*

Superior Incompleto 0.4030475 0.0384764

(0,006281)* (0,0082047)*

Superior Completo 1.106388 -0.043316

(0,0049433)* (0,0053937)*

Controle regional (Categoria base - Bahia)

Alagoas -0.1054165 -0.030139

(0,0038663)* (0,0318675)

Ceará -0.2480199 -0.0075789

(0,0025752)* (0,0237104)

Maranhão 0.0115594 0.143092

(0,0035097)* (0,0323288)*

Paraíba -0.2630917 -0.0888486

(0,0032466)* (0,027794)*

Pernambuco -0.1517529 0.0141233

(0,0025084)* (0,0186705)

Piauí -0.2576411 -0.1321687

(0,0037908)* (0,0346868)*

Rio Grande do Norte -0.1639479 -0.0104047

(0,003322)* (0,0272651)

Sergipe -0.0465337 -0.0307707

(0,0039608)* (0,024706)

Constante 0.870784 -24.71057

(0,0758246)* (0,1451667)*

R² (Within) 0.3916 0,3177

Número de observações 985.593 985.593

Número de indivíduos 374.949 374.949

Teste F 33,985559 33,610611

Hausman X² 0 214.265,93

0

Fonte: Elaboração própria com base nos dados da RAIS-MTE.

8

Notas: *Significativo a 1%; ** Significativo a 5%; ***Significativo a 10%. Erro-padrão

robusto resultado apenas entre parênteses.

Na Tabela 1, pelo modelo MQO nota-se que os aposentados apresentam um

diferencial salarial maior em 10,32%, dos profissionais não aposentados. E comparando com

o resultado que isola o efeito das características não observadas (Efeito fixo), observa-se que

o rendimento dos trabalhadores aposentados é superior em 13,37%. Segundo Camarano

(2001) existe uma característica particular dos trabalhadores aposentados brasileiros se

reinserirem no mercado de trabalho. A hipótese é que os profissionais acima dos 60 anos

aposentados por alcançarem a obtenção de uma renda não vinculada ao esforço do trabalho,

ou seja, proveniente de aposentadoria, além de existir a possibilidade de continuarem

inseridos no mercado de trabalho por necessidade de complementar a renda, suas

características observáveis e não observáveis (ambição, motivação, adaptação, eficiência do

trabalhador, habilidade, etc.) podem estar correlacionadas com variáveis fundamentais na

decisão do trabalhador idoso permanecer ofertando força de trabalho como também na

determinação do salário.

Verifica-se em MQO que os trabalhadores idosos do sexo masculino recebem um

salário superior as idosas, em 25,35%. Todavia, o coeficiente para o modelo de efeitos fixos

demonstra que os trabalhadores idosos do sexo masculino recebem menos que as mulheres,

em cerca de 2,64%, evidenciando-se, a partir de um painel de efeitos fixos identificando a

influência das características não observáveis dos trabalhadores, havendo então uma

influência positiva dos atributos produtivos das idosas no mercado de trabalho.

A variável idade na estimação em painel de dados demonstra que as habilidades dos

trabalhadores influenciam positivamente quando analisa-se a idade do trabalhador. O

coeficiente idade ao quadrado apresenta sinal negativo e mostra significância estatística a

nível de 1%, indica que no geral os trabalhadores idosos na região Nordeste apresentam um

comportamento de diminuição no salário-hora real com o passar dos anos (EREMBERG,

2000). Quanto a raça/cor dos idosos, o resultado em MQO mostra que os idosos “brancos”

recebem uma remuneração superior aos idosos das demais raças. Verifica-se um resultado

interessante em efeito fixo a respeito das dummies de raça, todas as raças consideradas

possuem um diferencial salarial positivo em relação à raça/cor “branca”, após o controle das

características não observáveis, nota-se que os idosos negros são remunerados 14,95% a mais

que os idosos brancos.

O coeficiente do tempo no emprego em MQO e Efeito fixo, indicam que a experiência

do trabalhador idoso aumenta seu nível salarial, e considerando as habilidades dos

trabalhadores a variável apresenta valor ainda maior quando comparado com a estimação em

MQO, cerca de 65,02%. A variável tempo no emprego² apresenta um sinal negativo em MQO

e Efeito fixo, esse comportamento convexo indica que a experiência contribui a taxas

decrescentes na formação da renda do trabalhador idoso.

Entre a comparação das oito dummies de ocupação, nota-se que ao controlar as

características não observáveis aumenta a remuneração dos trabalhadores idosos em todos os

grupos ocupacionais, passando de um diferencial salarial negativo para positivo. Na ocupação

dos Trabalhadores dos serviços, vendedores do comércio, muda de -57,3% para 1,63% a mais

que os trabalhadores na categoria base. A respeito do setor que o trabalhador idoso pertence, é

possível verificar que, considerando o efeito das habilidades dos funcionários públicos

observa-se na estimação um diferencial salarial positivo em 8,72%.

A estimação em MQO apresenta que os trabalhadores idosos com o nível superior

completo recebem 110,63% a mais que os analfabetos, porém após o controle da

heterogeneidade o diferencial é negativo, ou seja, os trabalhadores com nível superior

completo recebem cerca de 4,33% a menos do que os analfabetos. Isso significa que o idoso

9

com nível superior completo recebe menos que o trabalhador analfabeto, considerando suas

dotações de atributos produtivos não observáveis.

Algumas variáveis de controle regional na estimação de painel de dados não podem

ser avaliadas, devido os coeficientes não apresentarem nível de significância estatística. O

estado do Maranhão apresenta o único diferencial salarial positivo, e nota-se que este

diferencial é ainda mais relevante após considerar os atributos produtivos (efeito fixo), o

modelo econométrico ilustra que o rendimento dos idosos no Maranhão é superior em 14,3%

quando comparados aos profissionais do estado da Bahia.

4.2 Resultados da estimação do tipo de aposentadoria do idoso

As análises expostas na Tabela 2 indicam primeiramente a estimativa, demonstrando

apenas se há chances positivas ou negativas na probabilidade do trabalhador idoso pertencer a

determinado tipo de aposentadoria incluído na dummy classificada em comparação com a

aposentadoria por tempo de contribuição. A estimativa não observa o efeito marginal da

diminuição e aumento dos idosos serem inseridos na categoria base. Diante disso, apresenta-

se os resultados do modelo da Relação de risco relativo (rrr), sendo obtido pelo antilogaritmo

dos coeficientes do modelo econométrico Logit Multinomial, o qual capta as chances de

modificação da probabilidade do tipo de aposentadoria em comparação com a categoria de

referência considerando alterações na variável explicativa. No estudo analisa-se a estimativa

(chances), nas duas primeiras colunas, e a Relação de risco, expostas nas duas últimas

colunas.

10

Tabela 2 - Resultado da estimação do Modelo Logit Multinomial. Grupo de referência: Aposentadoria por tempo de contribuição. (Continua).

Variáveis explicativas Estimativa Erro Padrão Risco (rrr) Erro Padrão

Aposentadoria por idade

Gênero (masculino) -0.4485613 (0.0351815)* 0.6385462 (0.022465)*


Idade 0.36108 (0.072528)* 1.434878 (0.1040689)*

Idade² -0.002604 (0.0005413) 0.9973994 (0.0005399)*

Tempo no emprego 0.0037848 (0.0004682)* 1.003792 (0.00047)*

Tempo no emprego² -0.000016 (1.05e-06)* 0.999984 (1.05e-06)*


Preta 0.0576672 (0.0830011) 1.059362 (0.0879282)

Índigena -0.7944259 (0.3512774)** 0.4518406 (0.1587214)**

Amarela 0.1522895 (0.2179319) 1.164497 (0.2537811)

Parda -0.0891445 (0.0373062)** 0.9147134 (0.0341245)**


Membros superiores do poder público. dirigentes. gerentes -0.252004 (0.0956619)* 0.7772416 (0.0743524)*

Técnicos de nível médio -0.3025448 (0.0806414)* 0.7389354 (0.0595888)*

Trabalhadores de serviços administrativos -0.0951907 (0.0747434) 0.9091995 (0.0679567)

Trabalhadores dos serviços. vendedores do comércio 0.2274717 (0.0719581)* 1.255422 (0.0903378)*

Trabalhadores agropecuários. florestais e da pesca 1.028261 (0.0986699)* 2.796199 (0.2759007)*

11

Tabela 2 - Resultado da estimação do Modelo Logit Multinomial. Grupo de referência: Aposentadoria por tempo de contribuição. (Continuação).

Trabalhadores da produção de bens e serviços industriais (1) 0.0226923 (0.085051) 1.022952 (0.087003)


Trabalhadores em serviços de reparação e manutenção -0.0831098 (0.081962) 0.9202501 (0.0754255)


Setor público 0.0436878 (0.0381146) 1.044656 (0.0398166)


Fundamental Incompleto -0.1659104 (0.0499354)* 0.8471222 (0.0423014)*

Fundamental Completo -0.6655825 (0.0615349)* 0.513974 (0.0316273)*

Médio Incompleto -0.4026817 (0.089285)* 0.6685249 (0.0596892)*

Médio Completo -0.5799031 (0.0615599)* 0.5599526 (0.0344706)*

Superior Incompleto -0.6241731 (0.1785624)* 0.5357042 (0.0956566)*

Superior Completo -1.499123 (0.0863383)* 0.2233259 (0.0192816)*


Alagoas 0.0718037 (0.0560057) 1.074444 (0.060175)

Ceará 0.0726363 (0.0423143)*** 1.075339 (0.0455023)***

Maranhão 0.5180717 (0.0737919)* 1.678787 (0.1238809)*

Paraíba 0.5200518 (0.0524955)* 1.682115 (0.0883034)*

Pernambuco -0.0280604 (0.0426118) 0.9723296 (0.0414327)

Piauí 0.5593506 (0.0639086)* 1.749536 (0.1118104)*

Rio Grande do Norte 0.2520489 (0.0613495)* 1.286659 (0.0789359)*

Sergipe -0.0458621 (0.0711975) 0.9551736 (0.0680059)

Aposentadoria por invalidez

Gênero (masculino) 0.8888179 (0.0737734)* 2.432253 (0.1794355)*


Idade -0.4788021 (0.1489537)* 0.6195251 (0.0922805)*

12


Idade² 0.0030069 (0.0011218)* 1.003011 (0.0011252)*

Tempo no emprego -0.0028847 (0.0008619)* 0.9971194 (0.0008594)*

Tempo no emprego² -9.28e-06 (2.27e-06)* 0.9999907 (2.27e-06)*


Preta 0.14592 (0.1284163) 1.157104 (0.148591)

Índigena 0.1149543 (0.3983652) 1.121822 (0.4468949)

Amarela 1.034654 (0.2513885)* 2.814133 (0.7074407)*

Parda 0.1072607 (0.0642667)*** 1.113224 (0.0715432)***


Membros superiores do poder público. dirigentes. gerentes -0.7193099 (0.2132828)* 0.4870883 (0.1038876)*

Técnicos de nível médio -0.2174016 (0.1934651) 0.8046068 (0.1556634)

Trabalhadores de serviços administrativos 0.0315648 (0.1738645) 1.032068 (0.1794401)

Trabalhadores dos serviços. vendedores do comércio 0.2601653 (0.1699148) 1.297144 (0.220404)

Trabalhadores agropecuários. florestais e da pesca 0.2077089 (0.1992775) 1.230855 (0.2452817)

Trabalhadores da produção de bens e serviços industriais (1) 0.6671325 (0.1758927)* 1.948642 (0.3427518)*

Trabalhadores da produção de bens e serviços industriais (2) 0.3805446 (0.2256125)*** 1.463081 (0.3300893)***

Trabalhadores em serviços de reparação e manutenção -0.2428936 (0.2028141) 0.784355 (0.1590783)


Setor público -0.5149193 (0.0770695)* 0.5975488 (0.0460528)*

13



Fundamental Incompleto -0.1412596 (0.0962859) 0.8682639 (0.0836016)


Médio Incompleto -0.3746338 (0.160146)** 0.687541 (0.110107)**

Médio Completo -0.3607225 (0.1202158)* 0.6971724 (0.0838111)*

Superior Incompleto -0.9941741 (0.4452797)** 0.3700289 (0.1647664)**



Alagoas -0.0348842 (0.1055415) 0.9657173 (0.1019233)

Ceará -0.4601734 (0.0925119)* 0.6311742 (0.0583911)*

Maranhão 0.3966276 (0.1237641)* 1.486802 (0.1840127)*

Paraíba 0.3470783 (0.1029045)* 1.414927 (0.1456024)*

Pernambuco -0.2868192 (0.0800822)* 0.7506474 (0.0601135)*

Piauí -0.1008829 (0.1343987) 0.9040389 (0.1215016)

Rio Grande do Norte 0.0181949 (0.1096637) 1.018361 (0.1116773)

Sergipe -0.2197282 (0.1346915) 0.802737 (0.1081219)

Aposentadoria Especial

Gênero (masculino) 0.2138604 (0.137443) 1.23845 (0.1702163)


Idade -0.2367556 (0.2292082) 0.7891841 (0.1808875)

Idade² 0.0016171 (0.0016909) 1.001618 (0.0016937)

Tempo no emprego 0.0026036 (0.0016888) 1.002607 (0.0016932)

Tempo no emprego² -0.0000125 (3.83e-06)* 0.9999875 (3.83e-06)*


Preta -0.1115302 (0.3135079) 0.8944644 (0.2804217)

Indígena 0.0179192 (1.029978) 1.018081 (1.048601)

14


Amarela 0.2628803 (0.7363572) 1.300671 (0.9577585)

Parda -0.0723014 (0.1375673) 0.9302505 (0.127972)


Membros superiores do poder público. dirigentes. gerentes -0.6160302 (0.3364792)*** 0.5400842 (0.1817271)***

Técnicos de nível médio 0.4019169 (0.2420841)*** 1.494687 (0.36184)***

Trabalhadores de serviços administrativos -0.9626718 (0.2948632)* 0.3818712 (0.1125998)*

Trabalhadores dos serviços. vendedores do comércio -0.4282239 (0.2567918)*** 0.6516655 (0.1673423)***

Trabalhadores agropecuários. florestais e da pesca -0.6010845 (0.3937456) 0.5482168 (0.215858)



Trabalhadores em serviços de reparação e manutenção 0.3280014 (0.2776514) 1.388191 (0.3854332)


Setor público -0.402168 (0.1453652)* 0.6688684 (0.0972302)*




Médio Incompleto -0.5302578 (0.3857303) 0.5884532 (0.2269842)

Médio Completo -0.1274896 (0.2575388) 0.8803025 (0.226712)

Superior Incompleto 0.5783997 (0.4844746) 1.783183 (0.8639067)

Superior Completo -0.1361968 (0.3038175) 0.8726709 (0.2651327)


Alagoas -0.5639726 (0.3408846)*** 0.5689444 (0.1939444)***

Ceará -0.2980408 (0.2119041) 0.7422711 (0.1572903)

15


Maranhão 0.4281044 (0.3068395) 1.534346 (0.470798)

Paraíba 0.8668889 (0.2022424)* 2.379496 (0.481235)*

Pernambuco 0.9798704 (0.1521044)* 2.664111 (0.4052229)*

Piauí 0.621015 (0.2424668)* 1.860816 (0.4511862)*

Rio Grande do Norte 0.2955753 (0.2638361) 1.343899 (0.3545692)

Sergipe -0.2558429 (0.3566118) 0.7742636 (0.2761115)

Aposentadoria Compulsória

Gênero (masculino) -0.5937059 (0.0739215)* 0.5522768 (0.0408251)*


Idade 0.9284507 (0.1125031)* 2.530585 (0.2846988)*

Idade² -0.0057059 (0.0008127)* 0.9943104 (0.0008081)*

Tempo no emprego -0.0009795 (0.0009179) 0.999021 (0.000917)

Tempo no emprego² -3.63e-06 (1.93e-06)*** 0.9999964 (1.93e-06)***


Preta -1.111365 (0.3482079)* 0.3291096 (0.1145986)*

Índigena -13.81707 (648.1557) 9.98e-07 (0.0006471)

Amarela -0.1974758 (0.7456801) 0.8208 (0.6120543)

Parda -0.5240583 (0.1092171)* 0.5921127 (0.0646688)*


Membros superiores do poder público. dirigentes. gerentes -0.3327495 (0.1859963)*** 0.7169498 (0.13335)***

Técnicos de nível médio -0.1061181 (0.1588522) 0.8993185 (0.1428587)

Trabalhadores de serviços administrativos -0.379786 (0.1493319)** 0.6840078 (0.1021442)**

16


Trabalhadores dos serviços. vendedores do comércio -0.1614121 (0.1464513) 0.8509413 (0.1246215)

Trabalhadores agropecuários. florestais e da pesca 0.5679205 (0.2499395)** 1.764594 (0.4410417)**

Trabalhadores da produção de bens e serviços industriais (1) -0.2449604 (0.1849069) 0.7827356 (0.1447332)

Trabalhadores da produção de bens e serviços industriais (2) -0.199144 (0.3268859) 0.8194319 (0.2678607)

Trabalhadores em serviços de reparação e manutenção -0.5144984 (0.1884192)* 0.5978004 (0.1126371)*


Setor público 0.6269458 (0.0951588)* 1.871885 (0.1781263)*



Fundamental Completo 0.3844775 (0.1526983)** 1.468847 (0.2242904)**

Médio Incompleto -0.1427964 (0.2337468) 0.8669305 (0.2026422)

Médio Completo 0.1665158 (0.1579436) 1.181182 (0.1865601)

Superior Incompleto -0.1317388 (0.4089437) 0.8765699 (0.3584678)



Alagoas 0.4666342 (0.1615332)* 1.594618 (0.2575837)*

Ceará -0.7220423 (0.1729916)* 0.4857592 (0.0840323)*

Maranhão 1.584788 (0.1488161)* 4.878259 (0.7259634)*

Paraíba 0.8439155 (0.1408869)* 2.325455 (0.327626)*

Pernambuco 0.8788182 (0.1082807)* 2.408052 (0.2607457)*

Piauí 0.1356592 (0.2361925) 1.145292 (0.2705093)

Rio Grande do Norte 2.952701 (0.1112577)* 19.15764 (2.131434)*

Sergipe 0.5116498 (0.18901)* 1.668041 (0.3152763)

Fonte: Elaboração própria com base nos dados da RAIS-MTE.

Notas: *Significativo a 1%; ** Significativo a 5%; ***Significativo a 10%. Erro-padrão robusto resultado apenas entre parênteses.

17

No que se refere a regressão de análise da categoria do tipo de aposentadoria

especial, apresentou-se uma estimação com muitas variáveis estatisticamente

insignificantes. Considerando a aposentadoria por invalidez, no que se refere ao gênero

do trabalhador, percebe-se na Tabela 2 que há uma relação positiva entre os idosos

homens sobre as idosas mulheres se aposentarem por invalidez quando comparadas com

a aposentadoria por tempo de contribuição, ou seja, mantendo todas as outras variáveis

constantes, a probabilidade é de 0,88 a mais de chance do profissional homem acima

dos 60 anos se inserir na aposentadoria por invalidez. Já referente a categoria do tipo de

aposentadoria compulsória essa estimação foi negativa, mostrando que os idosos

homens têm 0,59 a menos de chances de se aposentar compulsoriamente que as

mulheres aposentadas por tempo de contribuição. Observa-se no modelo o mesmo

comportamento de relação negativa dos idosos homens sobre as mulheres na

aposentadoria por idade, cerca de uma probabilidade de 0,45 para menos de chance do

homem se aposentar por idade quando comparado a categoria de referência, isso pode

ser explicado pelo fato das mulheres terem o benefício de obter a aposentadoria por

idade com privilégio de menor exigência de idade mínima.

O modelo apresenta o resultado da variável mantendo as outras variáveis

constantes, o coeficiente idade mostra que na aposentadoria por idade o aumento de um

ano na idade do trabalhador idoso aumenta as chances de se inserir na categoria em

0,36. Nota-se que apenas na aposentadoria por invalidez foi apresentado o resultado

inverso, o aumento da idade do indivíduo faz com que a probabilidade caia, então

observa-se que os idosos mais jovens têm uma probabilidade maior de se aposentarem

por invalidez, haja vista que o resultado na variável idade ao quadrado confirma que a

probabilidade de um idoso se aposentar por invalidez diminui com o passar dos anos.

Referente ao tempo no emprego (experiência) observa-se resultados distintos nas

categorias apresentadas. Na aposentadoria por idade a relação é positiva, ou seja, o

aumento de um mês a mais na experiência aumenta as chances dos indivíduos se

aposentarem por idade quando comparadas a aposentadoria por tempo de contribuição,

quanto mais experiência maiores as chances de se aposentarem por idade, então pode-se

verificar que mesmo o trabalhador idoso do nordeste aumentando seu tempo de

contribuição a probabilidade é maior em decidir se aposentar por idade.

No tocante aos grupos ocupacionais dos trabalhadores idosos da região

Nordeste, os Trabalhadores agropecuários, florestais e da pesca apresentam uma relação

positiva sobre os profissionais das ciências e das artes (categoria base) para se

aposentarem por idade, sendo a ocupação com maior efeito de aumento na

probabilidade nesta categoria de aposentadoria, comparada a aposentadoria por tempo

de contribuição (categoria de referência). Talvez esse resultado seja explicado pelas

difíceis condições de trabalho, já que exigem maiores atividades braçais. Neste sentido,

os trabalhadores agropecuários preferem se aposentarem mais cedo, sem completar o

tempo de contribuição necessário para auferir uma maior aposentadoria.

A variável raça para categoria de aposentadoria por idade apresenta um resultado

com nível de significância estatística de 5%, de que para os idosos indígenas a

probabilidade é de menos chances do idoso “branco” se aposentar por idade, comparado

a raça do idoso aposentado por tempo de contribuição. Ainda no que tange a cor/raça do

indivíduo, observa-se uma relação negativa do idoso negro para a categoria base

(raça/cor branca) na probabilidade de se aposentar compulsoriamente, sendo as chances

negativas do idoso negro se incluir na aposentadoria compulsória.

No caso das ocupações e a aposentadoria especial, os Trabalhadores de serviços

administrativos apresentam as menores chances entre os grupos ocupacionais

18

comparados aos profissionais das ciências e das artes, de se aposentarem na categoria

especial, que na aposentadoria por tempo de contribuição.

Cabe reportar que, até o momento dessa pesquisa não há exigência de idade

mínima para se aposentar na categoria especial, porém nas alterações nas aposentadorias

especiais na Proposta de Emenda Constitucional – PEC 287/2016, é ressaltado que seja

estabelecida uma idade mínima e não só tempo de contribuição para obtenção da

mesma.

Como a aposentadoria especial é obtida pelo trabalhador que exerce atividade

expondo-se aos agentes nocivos à saúde ou a integridade física, mudanças nos critérios

para conseguir se aposentar nesse tipo de categoria necessita de um panorama

responsável e abrangente a respeito das oportunidades e situação econômica e social dos

indivíduos na região nordestina do país.

Segundo o Mapa da Violência 2014, estudo organizado por Julio Jacobo

Waiselfisz, houve um crescimento de 215,7% no número de casos de suicídio entre

idosos no Brasil no período de 1980 a 2012. E o Nordeste apresentou-se a terceira

região do país com mais registros de suicídios de pessoas com 60 anos ou mais entre

1996 e 2007. (PINTO et al, 2012). Deve-se relacionar que condições de trabalho podem

contribuir para o desenvolvimento da depressão, e se atreladas a endividamento, má

qualidade de vida, perda de autonomia, saúde e produtividade, a doença depressão,

considerada como um problema de saúde pública, será mais disseminada, podendo

tomar rumos piores como antecipar o fim da vida.

Quanto ao setor do trabalhador, verifica-se que há menores chances do

trabalhador do setor público se aposentar por invalidez, comparados a aposentadoria por

tempo de contribuição. E relação negativa também sobre os funcionários públicos serem

inseridos na aposentadoria especial. Apenas na aposentadoria compulsória o resultado é

inverso, a probabilidade cresce para o idoso do setor público se aposentar

compulsoriamente.

O nível educacional apresentou resultados semelhantes, todos os níveis de

instrução têm menores chances, em todas as categorias de aposentadoria sobre os

trabalhadores analfabetos em comparação com a categoria de referência, exceto os

idosos com nível educacional fundamental completo de se aposentarem

compulsoriamente. Isso pode ser um indicativo de que pessoas com maior nível de

escolaridade optam por se aposentar por contribuição, uma vez que podem auferir maior

rendimento, neste sentido confirmaria a racionalidade econômica do trabalhador mais

escolarizado. Os idosos com nível superior completo têm menos de chances de se

inserirem na aposentadoria compulsória.

No que diz respeito aos Estados da região Nordeste, na categoria de

aposentadoria por idade, o estado do Piauí e Sergipe apresentam os extremos, o

primeiro exibe a maior elevação na probabilidade e o segundo menor chance, em

comparação ao estado da Bahia, de trabalhadores idosos que se aposentam por idade. Se

tratando da categoria de aposentadoria especial, nota-se que o estado de Pernambuco e

Paraíba exibem uma elevada probabilidade em comparação ao estado base.

No que se refere aos resultados das razões de riscos relativos que se encontram

nas duas últimas colunas da Tabela 2, obteve-se que, seria de se esperar que o risco de

preferência do homem em relação a mulher de optar pela aposentadoria por idade a

categoria de aposentadoria por tempo de contribuição diminui em um fator de 0,64, ou

seja, o idoso do sexo masculino tem uma preferência menor de se aposentar por idade,

quando comparado a aposentadoria de referência, que a mulher acima dos 60 anos.

Comparando a aposentadoria por idade com a aposentadoria por tempo de

contribuição, percebe-se que, quando comparado com as mulheres, os homens possuem

19

uma menor preferência por essa categoria, diante disso nota-se a menor preferência dos

idosos homens pela aposentadoria por idade. Já referente a aposentadoria por invalidez,

observa-se o resultado inverso, aumenta o risco do homem idoso se aposentar por

invalidez, em relação a mulher, do que o tipo de aposentadoria por tempo de

contribuição, em um fator de 2,43, ou seja, o homem idoso da região Nordeste apresenta

maior risco de ser inserido na aposentadoria por invalidez quando comparada a

aposentadoria que apresentou o maior rendimento médio, a aposentadoria por tempo de

contribuição. Analisando os resultados das razões de risco relativo da categoria de

aposentadoria por invalidez, observa-se que diminui o risco do profissional idoso se

aposentar por invalidez e não por tempo de contribuição tanto com o aumento de um

ano na sua idade quanto no aumento de um mês de experiência, 0,62 e 0,99

respectivamente.

5. Considerações Finais

Ainda que uma melhor compreensão da situação socioeconômica dos idosos seja

condição necessária não é suficiente para abordar a determinação dos impactos de

mudanças institucionais sobre a aposentadoria e seus efeitos finais sobre os principais

resultados para terceira idade. Para tanto, é preciso uma abordagem mais integrada dos

principais aspectos associados à interação entre velhice e mercado de trabalho nas

regiões brasileiras. O estudo da economia e da previdência social, os motivos da força

de trabalho idosa, além do bem-estar físico e psicológico no envelhecimento, são

fundamentais para uma reflexão contemporânea sobre a condição dos trabalhadores,

suas perspectivas de sobrevivência e qualidade de vida.

Em termos de comparação dos resultados do trabalho, verifica-se que as

habilidades dos trabalhadores têm influência no diferencial salarial dos profissionais

idosos, uma vez que quando considera-se as características não observáveis pela análise

em painel nos grupos ocupacionais analisados no estudo, há uma remuneração mais

baixa para os trabalhadores idosos Técnicos de nível médio, Trabalhadores

agropecuários, florestais e da pesca, e Trabalhadores em serviços de reparação e

manutenção mesmo considerando os atributos produtivos não observados dos

indivíduos.

Através da análise pelo modelo Logit Multinomial constatou-se que a maioria

dos trabalhadores com o grau de instrução superior aos analfabetos apresenta uma

probabilidade negativa quando inserida nos outros quatro tipos de aposentadoria,

comparado com a aposentadoria por tempo de contribuição. Isto aponta que

considerando o nível escolaridade e possíveis novas regras previdenciárias, os

analfabetos poderão ser os mais afetados.

Nesse sentido, para executar reformas na previdência é preciso considerar o

mercado de trabalho brasileiro e as desigualdades entre as regiões, a fim de cumprir o

objetivo de diminuir o déficit da previdência social com responsabilidade econômica e

social das regiões. A decisão por novas regras para aposentadoria causa implicações

sociais e econômicas, se não for considerado os possíveis efeitos poderá causar um

desastre na economia de uma região e uma piora na qualidade de vida da população.

Diante disso, como sugestão para estudos futuros pretende-se estender este trabalho no

âmbito nacional, de modo a realizar análise de comparações entre as regiões.

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6. Referências

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