Classe social e desigualdade de saúde no Brasil
Investiga-se neste trabalho o poder causal que a estrutura social exerce na
distribuição desigual das chances de saúde no Brasil. São caracterizadas as
discrepâncias relativas de saúde existentes entre as classes sociais. As
divisões de classe social e seus efeitos nas chances de vida decorrem da
distribuição desigual de poderes e direitos sobre os recursos produtivos
relevantes de uma sociedade. O conceito neomarxista de classe social adotado
neste estudo, definido estritamente em termos de relações de propriedade,
mantém-se analiticamente distinto de variáveis como educação, renda e bens
acumulados, o que permite comparar o poder desta noção sociológica aos
marcadores mais convencionais de posição social. A condição de classe é gerada
por relações sociais assimétricas com os recursos ou ativos geradores de
vantagens e desvantagens materiais. Classe procura demarcar teoricamente os
determinantes de resultados, em vez de retratar descritivamente os resultados
distributivos em si.1 As categorias empíricas de classe mobilizadas para a
análise, baseadas em noções de mecanismos geradores de efeitos, oferecem por
isso pontos de partida explicativos. A classificação socioeconômica para Brasil
utilizada na investigação oferece elementos para observar e interpretar os
determinantes da desigualdade de saúde vinculados às relações de propriedade,
ao poder social no âmbito da organização do trabalho e à exclusão do controle
de recursos valiosos.
No âmbito dos estudos de saúde no Brasil, trata-se da primeira investigação de
abrangência nacional no gênero, baseada em levantamento de dados amostrais, que
usa um conceito sociológico de classe social, confronta esta solução com os
marcadores usuais de posição social e demonstra com evidências empíricas a
relevância desta abordagem para a descrição, a previsão e a interpretação das
variações de saúde entre grupos da população. Os objetivos fixados no estudo
convergem para a validação desta classificação e a demonstração do potencial
analítico da mensuração de um conceito de classe social. A estratégia de
análise adotada assemelha-se àquela implementada no estudo de desigualdade de
saúde realizado com a finalidade de validação de uma classificação
socioeconômica europeia baseada também num conceito sociológico de classe
social (Kunst e Roskam, 2010). Os resultados alcançados qualificam esta
tipologia de classes para o Brasil como um instrumento válido e relevante para
a caracterização e o entendimento da desigualdade socioeconômica de saúde no
país.
A organização geral do texto distingue a questão teórica e empírica de fundo do
estudo, sintetiza uma teoria explicativa geral, equaciona questões
metodológicas relativas à passagem dos conceitos às variáveis e finaliza com a
análise e a discussão dos resultados. Após esta introdução, o artigo trata do
problema central da desigualdade socioeconômica de saúde, situa o acúmulo de
evidências que suportam o alcance desta proposição e discute criticamente os
modos mais usuais de medir a posição social. Segue-se uma revisão crítica dos
estudos de abrangência nacional que focalizaram os condicionamentos
socioeconômicos da distribuição da autoavaliação do estado de saúde no país.
Adiante apresenta a teoria sociológica das causas fundamentais da saúde que
almeja explicar a persistência dinâmica do elo entre posição socioeconômica e
saúde em meio aos progressos na capacidade social de controlar as doenças. Ao
final do tópico qualifica-se a natureza não linear da associação entre a
posição socioeconômica e a distribuição da saúde. A partir daí argumenta-se a
favor dos ganhos de clareza e interpretação que podem advir de uma melhor
elaboração teórica dos indicadores de posição social. Enveredando por esta
direção são sintetizados alguns elementos-chave da teoria e do esquema de
classe que serve de base da classificação socioeconômica usada no estudo. Na
parte que trata da variável independente focal da investigação, as categorias
de classe social são caracterizadas sucintamente de modo a oferecer ao leitor
uma noção substantiva do seu conteúdo social. Como o trabalho está confrontando
o conceito de classe aos indicadores usuais de posição social, a parte
metodológica apoia-se no estado da arte da literatura internacional para
justificar importantes escolhas, como a variável dependente eleita para testar
as proposições do estudo e a forma binária de mensuração desta variável. As
variáveis socioeconômicas de controle, que representam justamente os
indicadores usuais de posição social e, por isso, estão no centro do confronto
realizado, são construídas atentando para dois critérios importantes, quais
sejam, permitir a manifestação de possíveis efeitos não lineares e minimizar o
impacto das diferenças de unidades e escalas nos resultados. A estratégia de
comparação dos modelos logísticos estimados é descrita com a finalidade de
tornar mais clara a lógica da análise dos resultados. As variáveis de controle
introduzidas nos modelos, ao afetarem o efeito original de classe no geral e em
categorias particulares, servem para demonstrar o quanto deste efeito é mediado
pelos fatores especificados, assim como permitem mostrar se e em que grau as
categorias de classe geram efeitos totalmente independentes desses fatores. Nas
considerações finais, o artigo destaca a questão das "relações de propriedade"
para exemplificar o poder analítico das categorias de classe e são avaliados os
ganhos advindos da introdução de uma conceituação e mensuração de classe social
na análise da desigualdade socioeconômica de saúde.
Posição socioeconômica e desigualdade de saúde
A sociologia e a epidemiologia social consideram a existência de diferenças
sociais na definição da saúde e da doença. A saúde é um estado amplo do
funcionamento e bem-estar humano em que tanto a saúde física como a mental
estão entrelaçadas. Uma visão meramente biomédica é inadequada para abordar as
desigualdades sociais em saúde (Nettleton, 1995, p. 6). A desigualdade ou
disparidade na distribuição do estado de saúde é um tipo particular de
diferença ou de importantes fatores influentes que potencialmente podem ser
alterados; é uma diferença em que grupos sociais em desvantagem
sistematicamente experimentam pior saúde ou maior risco de saúde que grupos em
vantagem. Os indivíduos devem ser caracterizados de acordo com marcadores de
vantagem social subjacente. A comparação entre grupos é necessária para avaliar
equidade; comparações relevantes são entre grupos que diferem em termos de
posição social subjacente. A comparação realizada com o estrato social mais
privilegiado indica um nível de saúde que já é biologicamente possível nas
condições presentes. Abandonar a comparação entre estratos sociais em favor da
comparação entre indivíduos em indicadores de saúde específicos solapa as
preocupações de justiça distributiva; além disso, é uma ocorrência
relativamente rara que o estrato mais privilegiado não tenha o nível mais
elevado de saúde (Braveman, 2006).
A existência de desigualdade socioeconômica abrangente na distribuição da saúde
e da mortalidade é um fato bem estabelecido e reconhecido por um amplo,
rigoroso e cumulativo processo de pesquisas (Marmot, Kogevinas e Elston, 1987;
Marmot, Bobak e Smith, 1995; Elo, 2009). As pesquisas sociológicas e
epidemiológicas têm demonstrado de modo convergente que as desigualdades
socioeconômicas de saúde são grandes e persistentes mesmo em face dos grandes
progressos nos níveis gerais de saúde da população e das melhorias na qualidade
e na disponibilidade do serviço médico moderno. A invariância das desigualdades
em saúde - quanto pior a posição social, tanto pior a saúde - mantém-se
verdadeira mesmo nos países mais avançados. A padronização das desigualdades
observadas é usualmente bastante clara e a dimensão das desigualdades absolutas
é freqüentemente ampla. As discrepâncias de saúde entre os grupos
socioeconômicos ascendem a dez ou mais anos de expectativa de vida e alcançam
20 ou mais anos na idade em que a pessoa experimenta pela primeira vez
limitação significativa na saúde funcional. Os grupos mais privilegiados obtêm
vantagens na "compressão" da morbidade e limitação funcional em estágios mais
avançados do curso de vida. Essas disparidades sociais no modo como a saúde
muda com a idade têm crescido notavelmente nos Estados Unidos desde meados dos
anos de 1980. O amplo e persistente impacto da posição socioeconômica é
explicado pelo grau em que a experiência e a exposição aos principais fatores
de risco são estruturadas pela posição socioeconômica. Pessoas de estrato
socioeconômico inferior tendem a estar em desvantagem no amplo conjunto de
fatores de risco biomédicos, ambientais, comportamentais e psicossociais que
medeiam a relação entre as condições sociais e a doença (House et al., 1992,
1994 e 2005; House e Williams, 2000; Lahelma, 2001).
As causas vigentes da morbilidade e da mortalidade, especialmente das
principais doenças crônicas, são multifatoriais, com a acumulação de muitos
fatores sendo tão debilitante ou mortal como um agente infeccioso virulento. Um
pequeno conjunto de fatores de risco pode explicar uma pequena fração da
associação (10-20%) entre a posição socioeconômica e a saúde. É necessário
considerar um amplo conjunto (12-25 ou mais) de fatores de risco para explicar
50-100% da associação (House, 2001, p. 134; House e Williams, 2000, pp. 92-93).
As evidências disponíveis, além disso, não atribuem ao cuidado médico dirigido
ao indivíduo uma capacidade especial de afetar tanto o padrão de saúde da
população em geral como a desigualdade socioeconômica em saúde de modo
particular, ao menos nos países desenvolvidos. Investigações que controlam o
papel dos indicadores individuais de acesso ou utilização do cuidado de saúde
mostram que estes respondem por pouco da associação entre posição social e
saúde (Williams, 1990, p. 86; Robert e House, 2000a, pp. 85-87).
Embora a desigualdade vital entre as pessoas possa ser considerada uma das
formas de desigualdade mais importantes, pois diz respeito à questão última da
saúde, da vida e da morte, tem um papel modesto no debate público e na
controvérsia política. Uma notável "invisibilidade" do grupo privilegiado
saudável e de vida longa parece surgir da combinação de personalização,
intimidade corporal e abstração estatística (Therborn, 2006, p. 6). Os
processos diversificados e cumulativos de incorporação das desigualdades no
organismo biológico individual, em um regime predominante de doenças crônicas,
tornam menos perceptível a distribuição socialmente seletiva e desigual da
saúde e da longevidade. Em um quadro de melhora da qualidade de vida e de
expansão da expectativa de vida, a vida mais longa e saudável de uma parcela
minoritária não aparece tão claramente como um privilégio vital reservado a um
círculo já socialmente privilegiado.
A distinção entre a investigação das causas de variação das chances de saúde
entre indivíduos e de variação entre grupos é crucial para o entendimento dos
determinantes sociais da saúde (Marmot, 2005). Existem diversos modos de
descrever e medir as circunstâncias socioeconômicas que se traduzem em
desigualdades em saúde. Um tratamento abrangente da temática relaciona e
caracteriza 32 indicadores de posição socioeconômica no nível individual e de
área. A maioria dos indicadores no nível individual mensura algum tipo de
recurso ou ativo controlado (Galobardes et al., 2006; Galobardes, Lynch e
Smith, 2007). Renda e educação aparecem como os dois indicadores de posição
social mais usados na literatura de epidemiologia social e mesmo de ciências
sociais sobre desigualdade em saúde, especialmente nos Estados Unidos.
Indicadores baseados em ocupação são também amplamente utilizados,
particularmente no Reino Unido. A renda tem sido usada como indicador
considerando o fato de ser um preditor forte e robusto da saúde e porque em
determinado grau os impactos de outras variáveis são mediados através dela
(House e Williams, 2000, p. 84). O uso nos estudos de saúde da simples
dicotomia acima e abaixo da linha pobreza, embora útil ao focalizar situações
extremas de destituição, pode obscurecer o pleno gradiente das desigualdades na
distribuição da renda e da saúde. As diferenças de condições existem em todos
os níveis de renda, embora a renda crescente gere provavelmente retornos
decrescentes de saúde. Cada passo dado na escala de renda pode acrescentar
vantagens capazes de gerar ganhos imediatos e cumulativos (Lynch e Kaplan,
2000, p. 25). Entretanto, não é apropriado usar a renda como simples variável
intervalar, supondo um efeito constante na saúde por cada unidade de mudança da
renda, já que pequenas diferenças estão associadas com mudanças muito maiores
no status de saúde dos pobres quando comparados aos ricos (Krieger, Williams e
Moss, 1997, p. 359). Classificações baseadas em renda usam montantes absolutos
de renda, assim como grupos de renda relativa, que são construídos em termos de
quintis de igual tamanho. Qualquer que seja a forma de mensuração, a renda pode
ser extremamente volátil e flutuar consideravelmente no curso de vida, em
particular na base da distribuição, pois existem menos empregos estáveis neste
estrato. A principal desvantagem desse indicador é a dificuldade de estabelecer
relações causais. Se a renda pode ser pensada como um recurso generalizado com
poder de contenção dos efeitos do estresse social e ambiental, os ativos
acumulados ou a riqueza podem expandir ainda mais esta capacidade. A riqueza
aparece como indicador alternativo ou complementar à renda. Entendida como
ativos acumulados, representa fonte de segurança econômica e de poder, e atinge
dimensões que escapam à aferição do fluxo de renda. O uso desta variável é
menos comum na literatura, embora o conhecimento de ativos seja considerado
mais descritivo de recursos econômicos que a renda (Krieger, Williams e Moss,
1997, p. 363; Lynch e Kaplan, 2000, p. 25-26; Lahelma, 2001, p. 74).
Os estudos nos Estados Unidos frequentemente mostram que a educação é o mais
forte preditor socioeconômico isolado de boa saúde (Cockerham, 2007, pp. 85-
87). Revisão recente da literatura considera que educação seria o indicador que
"mais consistentemente exibe uma associação significante com várias medidas de
saúde e mortalidade por todas as causas e por causa específica em uma ampla
variedade de contextos" (Elo, 2009, p. 557). A educação é fácil de mensurar,
aplicável a quem não se encontra na população economicamente ativa e está
associada com numerosos indicadores de saúde. Entretanto, a estabilidade da
educação no período de vida adulta pode comprometer a sua capacidade de
capturar como mudanças no bem-estar no curso da vida podem afetar a saúde. Além
disso, como a amplitude dos níveis educacionais são relativamente menores, este
fator pode ser menos sensível como medida para avaliar a magnitude das
desigualdades em saúde. Por outro lado, o nível educacional não tem um
significado constante, suas implicações econômicas e de saúde estão
relacionadas com idade, coorte de nascimento, posição de classe, raça e gênero.
A maior dificuldade analítica trazida por essa variável é a sua distribuição
assimétrica entre as coortes ou pessoas nascidas em diferentes épocas (Krieger,
Williams e Moss, 1997, p. 364; Lahelma, 2001, p. 73).
Classificações de ocupações são usadas frequentemente nos estudos
epidemiológicos de base populacional. Revisão da literatura publicada em três
dos principais jornais que veiculam estudos epidemiológicos no período de 1995
a 2000 revela que a informação sobre ocupação foi usada principalmente como
indicador de classe social (38%). Entretanto, seu uso nos estudos
epidemiológicos está longe de ter a padronização obtida por outras
classificações aplicadas no campo. Além disso, a falta de base teórica
prejudica a exploração plena da informação sobre a ocupação e limita a
otimização da sua confiabilidade (Mannetje e Kromhout, 2003). A ocupação do
indivíduo não é difícil de mensurar, está disponível em bases de dados
rotineiras, suscita menos resistência para ser levantada e, em certo sentido, é
uma medida transferível para outros membros do mesmo domicílio. Entretanto, a
ausência de atualização dos esquemas de classificação ocupacional pode
comprometer a sua capacidade de dar conta da estrutura ocupacional atual. Além
disso, o tratamento dos que não estão ocupados, ainda que comporte soluções
derivadas, suscita importantes problemas de adequação e confiabilidade.
Classificações ocupacionais tanto medem aspectos particulares como compartilham
mecanismos mais genéricos da posição socioeconômica que podem explicar a
associação entre a ocupação e as consequências de saúde. Embora esses
indicadores compartilhem a mesma variável, justificam e categorizam as
ocupações de modo diferente, resultando na diversidade de interpretação
(Galobardes et al., 2006, pp. 49-50; Shaw et al., 2007, pp. 124-126).
Os diferentes indicadores socioeconômicos, em graus variados, no geral estão
associados uns ao outros porque todos eles medem aspectos da estratificação
social subjacente. Entretanto, renda e educação não devem ser vistas como
dimensões intercambiáveis, pois possuem efeitos diferenciados na saúde, e as
correlações entre ambas não são tão fortes a ponto de justificar a sua
equiparação (Bravemam et al., 2005). Investigações baseadas em estudos
longitudinais formulam a proposição de que educação tem um papel mais
importante na prevenção da emergência de problemas de saúde, ao passo que renda
tem uma influência maior sobre o curso ou progressão dos problemas (House et
al., 2005, p. 24; Herd, Goesling e House, 2007). O interesse crescente em
determinar os mecanismos específicos das desigualdades socioeconômicas em
saúde, em vez de meramente descrever os padrões resultantes, faz com que os
indicadores compostos sejam menos usados, o que favorece o uso de uma variedade
de indicadores separados. Diferentes medidas podem ter trajetórias comuns ou
acionar mecanismos independentes vinculando-as a determinados resultados de
saúde. Algumas medidas podem ser particularmente salientes para populações
específicas ou subgrupos de uma população, baseados em raça, etnia etc. (Robert
e House, 2000a, p. 80; Galobardes et al., 2006, p. 48).
A caracterização da posição social das pessoas, mediante indicadores empíricos
convencionais, permitiu estabelecer os "fatos sólidos" da desigualdade de
classe em saúde. Além do alto valor de previsão empírica que possuem, eles têm
permitido estabelecer demarcações entre fatores que contribuem para a prevenção
ou emergência das doenças e os processos que respondem mais pela sua
progressão. O uso da variável educação, que é adquirida antes da instalação de
doenças crônicas mais graves e permanece estável na vida adulta, desempenhou um
papel fundamental em demonstrar que a direção da influência se dá da posição
social para o estado de saúde e não o inverso, como muitos economistas da saúde
insistiam em afirmar. Entretanto, este estudo pretende testar o valor de um
indicador informado conceitualmente por uma teoria sociológica de classe
social. Da mesma forma, advoga a importância de se obter um "indicador-
principal", no sentido de refletir um "status principal" que seja capaz de
enfeixar parte substancial dos efeitos de outros indicadores usuais, ainda que
não os use na sua construção.
Tendo em vista os objetivos da presente investigação, focaliza-se agora uma
revisão seletiva de estudos populacionais de abrangência nacional que tratam
dos determinantes socioeconômicos da distribuição da autoavaliação do estado de
saúde no Brasil. Não se ajusta ao escopo do presente estudo reportar aqui
trabalhos que possuem como objeto principal o acesso aos serviços de saúde, que
usam índices sintéticos de desigualdade para regiões, em vez de indicadores de
posição socioeconômica de indivíduos ou famílias, que estudam prioritariamente
doenças específicas ou que focalizam apenas um subgrupo da população, como os
idosos.
Um estudo sobre desigualdade em saúde apoiado nos dados da Pesquisa Nacional
por Amostra de Domicílios - PNAD de 1998 concluiu que a idade seria o
determinante mais importante na percepção do estado de saúde como ruim ou muito
ruim, embora os níveis de educação e rendimento apresentem contribuições
adicionais significativas. O estudo explorou igualmente os problemas
introduzidos pelo fato de a avaliação do estado de saúde na PNAD poder se feita
por outro morador que não a própria pessoa. O julgamento da importância
relativa das variáveis pesquisadas, no entanto, reflete o fato de as variáveis
independentes estarem mensuradas em diferentes escalas e unidades. Além disso,
a posição socioeconômica, mensurada pela renda familiar per capita, foi tratada
na regressão logística como uma variável linear com valores de 1 a 10, como se
os efeitos dos décimos de renda na saúde fossem constantes e equivalentes
(Dachs, 2002).
Estudo subsequente, realizado pelo mesmo autor, com os dados da PNAD de 2003,
utiliza uma estratégia mais interessante. São usados três indicadores
socioeconômicos: renda familiar per capita, escolaridade e índice de bens do
domicílio. Os dois primeiros são tratados como variáveis binárias múltiplas e o
índice de bens como variável contínua nas regressões logísticas estimadas. A
variável dependente é a declaração de estado de saúde como ruim ou muito ruim.
O estudo conclui que as condições socioeconômicas, medidas tanto pela renda
atual como pelo índice de bens - concebido como um indicador de capacidade
passada de acumulação - são determinantes independentes do estado de saúde das
pessoas. Além disso, a investigação constata que o nível de escolaridade possui
um importante papel mediador no efeito das condições socioeconômicas na
percepção do estado de saúde (Dachs e Santos, 2006).
Estudo baseado nos dados do Inquérito Mundial de Saúde, adaptado e aplicado no
Brasil em 2003, analisou os determinantes sociodemográficos da autoavaliação da
saúde no Brasil. Modelos de regressão logística são usados para avaliar a
contribuição da idade, do nível educacional, de um indicador de ativos do
domicílio e do status de trabalho na autoavaliação de saúde como muito boa ou
boa. A posse de ativos no domicílio aparece como um importante fator
independente que contribui para a percepção satisfatória da saúde, sendo que
cada unidade adicional do indicador de ativos multiplica por 1,375 a chance de
percepção de saúde boa ou muito boa. Além disso, idade, sexo, grau de educação
e status de trabalho (entre os homens) seriam dimensões relevantes na percepção
do próprio estado de saúde (Szwarcwald et al., 2005).
Dois estudos baseados na PNAD usam a mesma estratégia metodológica para
investigar as associações entre a posição socioeconômica, mensurada pela renda
domiciliar per capita, e a saúde de idosos e adultos mais jovens brasileiros.
Utiliza-se um leque bastante abrangente de indicadores de estado de saúde e de
acesso a serviços de saúde. No tratamento dos dados, no entanto, talvez como
uma forma de simplificar a apresentação da diversidade de indicadores de saúde,
subverte-se a ordem causal apropriada, pois a renda domiciliar é tratada como
variável dependente no modelo de regressão logística e os indicadores de saúde
como variáveis independentes. Os estudos concluem que as pessoas no estrato de
renda mais baixo, nos dois grupos de idade, apresentam as piores condições de
saúde. As desigualdades são ainda mais evidentes no uso dos serviços de saúde.
As associações da renda tanto com as condições de saúde quanto com o uso de
serviços de saúde persistem para adultos e idosos entre os levantamentos de
1998 e 2003. Entretanto, como os estudos contrastam apenas o quintil inferior
da distribuição da renda, com o conjunto formado pelos demais valores mais
altos, retratam fundamentalmente o efeito da situação extrema de pobreza na
saúde, sem considerar o restante do espectro da posição socioeconômica (Lima-
Costa, Matos e Camaro, 2006; Lima-Costa, Barreto e Giatti, 2002).
Causas fundamentais, efeitos não lineares e conceito de classe social
Encontra-se em desenvolvimento nos estudos de saúde uma mudança de paradigma
centrada no reconhecimento do papel fundamental e irredutível dos determinantes
sociais da saúde e das propriedades causais das estruturas sociais na produção
da saúde e da doença. Os fatores sociais exercem poderes causais sobre a doença
e a mortalidade, pois são capazes de condicionar o risco de exposição, a
suscetibilidade, o curso e o resultado da doença nas suas manifestações
infecciosa, genética, metabólica, maligna ou degenerativa (Cockerham, 2007). A
percepção um tanto eletrizante dessa mudança de modelo nos países desenvolvidos
foi estampa em reportagem do The New York Times de 1999, como se estivesse a
anunciar o novo paradigma para o século XXI: "Uma explosão de pesquisa está
demonstrando que classe social [...] é um dos mais poderosos preditores da
saúde, mais poderoso do que a genética, exposição a cancerígenos, mesmo fumo"
(Goode, 1999). A sociologia e a epidemiologia social, de modo particular,
tiveram um papel destacado na produção de evidências robustas do nexo
intrínseco e fundamental entre determinantes socioeconômicos e a distribuição
da saúde e da doença. Estabelecido este sólido grau de aceitação empírica, têm-
se enfatizado a importância de se avançar no entendimento e na explicação
dessas consequências observadas. A abordagem sociológica oferece tanto contexto
como conteúdo para a pesquisa das trajetórias e dos mecanismos
sociopsicológicos, comportamentais e mesmo psicofisiológicos que vinculam a
posição social à saúde. A sociologia fornece uma perspectiva de explicação da
"corrente superior" das disparidades em saúde, enfatizando a posição
socioeconômica como causa fundamental da saúde, sem se perder na visão apenas
dos elos mais próximos ao impacto corporal, com a devida valorização dos
fatores macrossociais que moldam a posição socioeconômica e sua distribuição na
sociedade (Robert e House, 2000a, p. 79). A posição socioeconômica, embora
observável nos indivíduos, deve ser conceituada também como extra-individual. O
controle efetivo dos recursos é assimetricamente distribuído dentro da
sociedade, de modo que determinados grupos têm recursos inadequados para
enfrentar as demandas e as exposições negativas relacionadas com a saúde (Lynch
e Kaplan, 2000, p. 21). A literatura de epidemiologia social sobre
determinantes sociais da saúde mantém uma afinidade enorme com a abordagem
sociológica. Michael Marmot e Richard G. Wilkinson, reconhecidamente dois dos
principais nomes internacionais da epidemiologia social, advogam uma abordagem
que prioriza a explicação da desigualdade em saúde com base nos "efeitos
psicossociais da hierarquia social" (Marmot, 2004; Wilkinson, 1996 e 2005;
Wilkinson e Pickett, 2009). Do ponto de vista teórico e do foco do argumento,
esta abordagem da epidemiologia social está ausente deste artigo, porém não por
desinformação ou suposto purismo sociológico, mas devido à escolha de um
enfoque de controle dinâmico de recursos.
Vem obtendo um reconhecimento crescente no campo disciplinar da sociologia uma
interpretação inovadora que tenta dar conta da força e da persistência, em
circunstâncias e padrões cambiantes de doenças, fatores de risco e tratamentos,
do elo entre posição socioeconômica e vantagens adicionais de saúde e
longevidade. Este esquema interpretativo é conhecido como a teoria das
condições sociais como causas fundamentais da saúde e da doença. Esta abordagem
emerge nos anos de 1990 a partir das reflexões do sociólogo James S. House
(1992) e do sociólogo David R. Williams (1990), sob a inspiração da noção de
"causas básicas" proposta pelo sociólogo Stanley Lieberson (1985), mas a teoria
como uma concatenada formulação interpretativa foi desenvolvida pelos
sociólogos Jo C. Phelan e Bruce J. Link no seminal artigo "Social conditions as
fundamental causes of disease", publicado em 1995 no Journal of Health and
Social Behavior, publicação quinquagenária de "sociologia médica" da Associação
Sociológica Americana.
As condições sociais constituem "causas fundamentais" da saúde e da doença,
segundo esta teoria sociológica, ao determinarem o acesso a importantes
recursos que podem ser usados para evitar riscos ou minimizar as consequências
das doenças. Elas afetam múltiplos resultados por meio de diversos mecanismos
ou trajetórias de risco e persistem temporalmente em novas circunstâncias. O
exame dos determinantes mais amplos que estas causas incorporam é essencial
para entendimento da associação entre causas fundamentais e doença.
Os estudos não podem se limitar a focalizar os fatores de risco individuais e
os mecanismos mais próximos que conectam as condições sociais à produção da
saúde e da doença. A natureza flexível e aplicável a múltiplos fins dos
recursos econômicos e sociais faz com que eles possam ser usados de diferentes
maneiras em diferentes situações para promover a saúde dos seus detentores. A
vantagem de saúde associada à posição socioeconômica mais elevada não é
primariamente um efeito secundário e involuntário associado à "boa vida", mas
sim a consequência de processos que envolvem o uso deliberado de recursos por
indivíduos e grupos. No contexto de um sistema dinâmico de mudanças nas
doenças, tratamentos, riscos e fatores de proteção, a associação entre as
condições sociais e a distribuição da saúde e da doença se reproduz no tempo
pela transposição das vantagens em recursos de uma situação para a outra e por
meio de processos socialmente seletivos de substituição dos mecanismos
mediadores mais próximos na cadeia causal que leva à saúde e à doença. As
pessoas que possuem recursos como conhecimento, dinheiro, poder e prestígio
usam essas vantagens para incrementar a sua saúde e bem-estar não importando
quais os fatores de risco e de proteção que estejam em ação em um determinando
momento. Quando as pessoas usam vantagens de recursos para obter ganhos de
saúde fazem isso dentro do contexto de um sistema estruturalmente desigual. A
interseção entre informação e desigualdade de recursos é fundamental para
entender as disparidades em saúde. As diferenças de habilidade cognitiva ou
inteligência individual, embora envolvam também o uso de capacidades flexíveis
de aplicação diversificada, não explicam a conexão entre os recursos
socioeconômicos e a saúde (Link e Phelan, 1995, 2000, 2005; Phelan et al.,
2004).
Uma característica-chave da teoria da causa fundamental é que ela prevê que as
disparidades são alimentadas como consequência da própria expansão social da
capacidade de controlar as condições de saúde. As desigualdades sociais e
econômicas existentes fazem com que o benefício da capacidade recentemente
desenvolvida seja apropriado com maior sucesso por aqueles segmentos da
população que possuem mais recursos. A noção crítica é "quem obtém o quê" em
termos de fatores de risco e de proteção e porque estes grupos conseguem tais
vantagens (Phelan e Link, 2005). Classe social é considerada um determinante
verdadeiro e o efeito da posição social é majoritariamente atribuível às
condições materiais. Entretanto, classe social persiste amplamente como uma
"caixa preta" de fatores causais e mecanismos. A pesquisa precisa dissecar os
componentes da filiação de classe que se traduzem em resultados de saúde. O
estatuto explicativo da posição social pode ser pensado como um tipo de
metamecanismo, pois a sua associação com a saúde se dá por uma constelação de
mecanismos (Carpiano, Link e Phelan, 2008, pp. 242-246).
O conceito de causa fundamental implica não em uma teoria de mecanismos
próximos específicos responsáveis pela associação persistente entre posição
social e doença, mas antes na noção de metamecanismo responsável pelo modo como
mecanismos específicos e variados são continuamente gerados na vida social e no
transcurso do tempo, de tal modo a ser preservada a direção da associação
duradoura entre a posição socioeconômica e a saúde. Uma relação fundamental
acarreta potencial para uma multiplicidade maciça de conexões entre as
realizações de X (o que explica) e os modos nos quais Y é realizado (o que é
explicado). Cada conexão real compreende um mecanismo que contribui para a
relação observada entre X e Y. Na relação fundamental, nenhum mecanismo
individual é tão dominante para se tornar ele sozinho responsável pela maior
parte da associação observada entre X e Y. Em vez disso, a associação é o
produto da acumulação de um amplo número de fatores operando majoritariamente
na mesma direção. Na medida em que o resultado de saúde, ou Y, pode ser divido
em diferentes domínios, o efeito da causa social, ou X, deve ser observado na
maioria ou em todos eles (Lutfey e Freese, 2005).
Na explicação causal dos processos sociais, além do conhecimento da
distribuição das causas na população e da potência causal de cada fator,
requer-se igualmente o entendimento da forma como as causas se traduzem em
efeitos (Wright et al., 1993, pp. 233-245). Importantes avanços já foram
realizados no entendimento da forma funcional assumida pela relação entre
vantagem socioeconômica subjacente e resultados de saúde. O alto nível de
posição socioeconômica está associado a melhores níveis de saúde, mas existem
também retornos substancialmente decrescentes da posição socioeconômica.
Diversos estudos indicam que a relação entre posição socioeconômica e saúde é
monotônica, mas não um gradiente linear perfeito, particularmente quando a
posição é mensurada por renda.2 O aprofundamento do entendimento dos padrões
sociais em saúde envolve a conceituação das trajetórias por meio das quais as
diferentes dimensões da posição socioeconômica influenciam a saúde tanto
separadamente como em combinação. A posição socioeconômica afeta tanto a
exposição como a vulnerabilidade a fatores mediadores comportamentais,
psicossociais e ambientais. O ocupante de uma posição socioeconômica mais
elevada tem, em geral, acesso a todo tipo de recursos que ajudam a evitar
riscos e a promover a saúde. As pessoas pertencentes ao estrato socioeconômico
superior mantêm uma saúde geral boa até bem tarde na vida, o que cria um efeito
de teto, pois existem para esse grupo menos oportunidades para incrementos na
saúde média.
Nos países mais desenvolvidos, a aproximação dos limites biológicos da saúde e
da longevidade faz com que as melhorias tenham retornos decrescentes e as
perdas gerem decréscimos modestos entre as posições privilegiadas de classe. O
principal determinante da saúde individual e da população não seria a
desigualdade per se, quer dizer, o que ocorre no conjunto ou em qualquer nível
da distribuição socioeconômica, mas particularmente a posição absoluta e
relativa daqueles na base inferior em sentido amplo, ou seja, aqueles grupos
que estão até o limite dos 40% a 60% em desvantagem. As pessoas que ocupam uma
posição socioeconômica inferior são mais expostas a eventos e condições de vida
negativas para a saúde e, em determinado grau, são mais vulneráveis ou
suscetíveis às exposições, pois possuem recursos sociais e psicológicos menos
efetivos para lidar com eventos e condições de vida negativas. A melhor posição
socioeconômica e então de saúde deste estrato inferior configura-se como o
principal atributo de comunidades, regiões e sociedades mais saudáveis. O
desenvolvimento de políticas socioeconômicas com este foco na base da pirâmide
social constitui hoje como um caminho essencial para o alivio da desigualdade
socioeconômica e então da melhoria da saúde individual e da população (Robert e
House, 2000a e b; House e Williams, 2000).
Formulam-se determinadas proposições generalizantes acerca do modo como os
recursos valiosos se traduzem em resultados de saúde. O efeito na saúde de uma
unidade adicional de um recurso, como regra geral, tenderia a diminuir com o
montante já disponível deste recurso. Entretanto, os efeitos decrescentes entre
os de maior renda e riqueza não necessariamente implicam em efeitos
decrescentes de outros recursos, como a educação. Considera-se também a
importância do processo de substituição de recurso, quando o efeito na saúde do
déficit de um recurso tende a diminuir com o montante de outro recurso
disponível. A educação pode ser especialmente importante para o bem-estar das
pessoas com menores recursos materiais. A substituição de recursos reflete a
realidade básica de que o maior adoecimento e sofrimento estão concentrados no
extremo mais baixo da distribuição do status social (Mirowsky, Ross e Reynolds,
2000, pp. 58-59).
A lógica explicativa proposta por esta teoria das causas fundamentais não se
traduziu ainda na elaboração de um conceito analiticamente preciso de "posição
social" ou "classe social" no sentido de orientar a construção de indicadores
empíricos que reflitam o seu conteúdo conceitual. Proposições empíricas
decorrentes dessa teoria já foram testadas, com um êxito notável, porém estes
estudos apoiam-se em indicadores convencionais, que são teoricamente ambíguos
(Phelan et al., 2004; Link, Phelan et al., 2008). Diversas vozes têm realçado
os limites interpretativos do uso desse tipo de indicador, de amplo curso na
literatura, como renda e educação, que possui alto poder preditivo, mas que não
traduz ou reflete conceitos analiticamente precisos, inseridos em teorias
internamente coerentes, que possam fornecer elementos explicativos das
desigualdades constatadas.
A nova ênfase na estrutura social que se delineia na sociologia da saúde e na
epidemiologia social realça a importância do trabalho conceitual e de
mensuração da posição das pessoas dentro do ordenamento social. Preocupações a
respeito de como a estrutura social gera resultados destacam a noção de classe
social. Classe social representa justamente um condicionamento abrangente ou
"status predominante" que vincula os indivíduos à distribuição dos recursos
econômicos e sociais e afeta suas oportunidades de saúde. As divisões de classe
geram importantes assimetrias na distribuição das chances de saúde e de doença
dentro da sociedade. Os recursos controlados e o seu emprego estratégico, as
capacidades para ação e as experiências associadas à condição de classe
importam para a desigualdade na distribuição da vida saudável e da doença. Um
entendimento mais claro dos determinantes sociais da saúde demanda pesquisas
teoricamente fundamentadas dos fatores e dos processos conectados às divisões
de classe que conformam, especificam e medeiam as desigualdades de saúde
observadas.
Um retorno ao conceito sociológico de classe social pode informar e estruturar
melhor nosso entendimento das desigualdades (Williams e Collins, 1995, p. 377).
A investigação pode ganhar em profundidade ao usar uma medida de posição social
enraizada teoricamente e ao promover a interpretação dos resultados de acordo
com esta base teórica (Galobardes et al., 2006, p. 48). O uso de indicadores
sem uma base teórica clara, ou que permitem justificativas teóricas múltiplas e
mesmo contraditórias, tem dificultado a superação dos limites da mera descrição
de padrões e o progresso no sentido da explicação. Inconsistências entre
estudos surgem e persistem devido às diferenças não examinadas entre as bases
conceituais das medidas de posição social que são usadas. Medidas de posição
social de base teórica criam a possibilidade de construir "narrativas causais"
que ajudam a fazer progredir mais rapidamente o entendimento da desigualdade
(Bartley et al., 1999; Bartely, 2004, pp. 33-34). Além disso, o conceito
sociológico de classe social e a sua mensuração podem cobrir aspectos da
variação social que não são capturados pelas medidas convencionais de posição
social (Muntander et al., 2003; Link e Phelan, 2005). Conceituar classe como
uma relação social produz vários insights úteis ao entendimento das
desigualdades, assim como um enfoque relacional de classe ajuda a explicar a
geração, a distribuição e a persistência de uma miríade de trajetórias
específicas que conduzem à desigualdade em saúde (Krieger, Willams e Moss,
1997, pp. 356-257).
O presente estudo usa como instrumento de mensuração da posição social uma
classificação socioeconômica com uma base teórica claramente formulada. Recorre
à noção sociológica de classe social baseada nas contribuições de Erik Olin
Wright dentro da tradição marxista de ciência social. Classe social é definida
como um tipo especial de divisão social constituído pela distribuição desigual
de poderes e direitos sobre os recursos produtivos relevantes de uma sociedade.
Os ativos que a pessoa tem condicionam o bem-estar material que ela pode obter
e o que deve fazer para conseguir o que obtém. A teorização dos nexos entre
classe, ativos, exploração e dominação oferece diagnóstico do processo por meio
do qual as desigualdades de recompensas e de capacidades dos atores são geradas
por desigualdades de direitos e poderes sobre os recursos produtivos
fundamentais. A exploração caracteriza-se pelo fato de uma categoria social se
beneficiar economicamente às custas da apropriação dos frutos do trabalho de
outro grupo. Estabelece-se então uma relação de dependência do explorador com a
atividade do explorado. Nesse sentido, a apropriação do esforço de trabalho,
para ser concretizada, requer que a atividade de trabalho seja dirigida e
controlada. As relações de classe representam, por isso, uma configuração
social emergente da "unidade" de relações de apropriação e dominação (Wright,
2005; Figueiredo Santos, 2002 e 2005a).
Elabora-se uma tipologia básica de classe na sociedade capitalista é
considerando a propriedade de ativos de capital, o controle de ativos de
qualificação e a relação com o exercício de autoridade dentro da organização do
trabalho. Essa tipologia incorpora os critérios de divisão de classe entre
proprietários e não proprietários, assim como no interior das categorias de
proprietários (contratar ou não trabalho) e de empregados (exercer ou não
autoridade e possuir ou não qualificações escassas). O controle de ativos de
capital comporta diferenciações em termos de escala e modalidade de divisão do
trabalho. O pequeno empregador, por exemplo, constitui um tipo de "localização
contraditória" que combina simultaneamente características da classe
capitalista e da pequena-burguesia. Os especialistas ou peritos ocupam uma
localização privilegiada de apropriação devido à sua posição estratégica na
organização da produção, como controladores de conhecimento, e à sua posição na
organização dos mercados de trabalho, como detentores de uma forma escassa de
força de trabalho. O exercício de autoridade, sob a delegação da organização
empregadora, particularmente pelos gerentes, emerge como uma posição de classe
na confluência das relações de dominação e exploração. Entre a classe média
gerencial-profissional e a classe trabalhadora pura constituem-se as situações
ambíguas de classe dos trabalhadores que possuem qualificações, mas não são
especialistas, ou que exercem supervisão, mas não são gerentes. A classe
trabalhadora restrita ou pura, por sua vez, corresponde aos assalariados,
submetidos aos processos de exploração e dominação, que não dispõem de
qualificações escassas e de posições de autoridade no trabalho (Wright, 1997).
Esta teoria analiticamente sofisticada fornece a orientação geral, porém as
soluções construídas para o Brasil evitam transposições mecânicas, visando
desenhar categorias de classe que possuam tanto sentido teórico como
pertinência empírica para a análise concreta de uma realidade concreta
(Figueiredo Santos, 2002 e 2005a). A classificação socioeconômica para o
Brasil, ao traduzir e aplicar a noção relacional de classe social para as
circunstâncias específicas da realidade nacional, apresenta-se como um
instrumento relevante para a estimação de assimetrias quantitativas nos padrões
de saúde e a elaboração de narrativas explicativas a respeito de
características, inclinações e graduações assumidas pelas discrepâncias
socialmente organizadas de oportunidades de bem-estar físico e mental, vida
saudável e experiência da doença. Esse tipo de empreendimento se sintoniza com
preocupações que vêm sendo crescentemente enfatizadas acerca da valorização da
lógica explicativa nos estudos de desigualdade em saúde.
Conversão dos conceitos em variáveis empíricas
Considerando o amplo uso dos indicadores convencionais na pesquisa de saúde e o
objetivo de demonstrar inquestionavelmente o efeito independente de classe
social, este estudo procurou se cercar de uma série de cuidados, que podem
parecer excessivos, pois expandem esta parte metodológica, quando estamos
acostumados a um estilo mais "leve" de pesquisa social. Procurou-se suporte
rigorosamente estabelecido na literatura internacional para justificar a
escolha da variável dependente e sua forma de mensuração; descreve-se de forma
detalhada a mensuração dos indicadores convencionais, pois estes são peças-
chave no teste empírico da proposição central do trabalho, ao entrarem como
covariáveis independentes de controle, sem falar no ajuste ao desenho complexo
da amostra utilizada, que vem se tornando procedimento padrão nos estudos de
saúde baseados em levantamentos dos dados amostrais.
Base de dados e ajuste à estrutura do plano amostral
O estudo utiliza os microdados da PNAD do ano de 2003, cujo suplemento especial
investigou as características de saúde dos moradores dos domicílios
brasileiros, sendo que a amostra com informações válidas para as variáveis
usadas totaliza mais de 182 mil casos. Este suplemento, no entanto, não possui
informações sobre características de estilo de vida e comportamentais - como
hábito de fumar, consumo de bebida alcoólica, massa corporal e prática de
exercícios -, de sorte que não se dispõe da possibilidade de mensurar a
contribuição destes fatores de risco à saúde (IBGE, 2004).
A análise de levantamento de dados (survey) é conduzida muitas vezes como se
todas as observações da amostra fossem independentemente selecionadas com
iguais probabilidades. Entretanto, na prática, a seleção amostral viola esses
pressupostos. Qualquer levantamento de dados que se distancie da amostragem
aleatória simples com reposição possui um desenho complexo e requer
considerações analíticas especiais. O desenho complexo da amostra afeta as
estimativas dos erros padrões e, portanto, deve ser incorporado à análise (Lee
e Forthofer, 2006). A PNAD adota um plano amostral estratificado e conglomerado
com um, dois ou três estágios de seleção, a depender do estrato. Incorpora
todos os elementos que definem um plano amostral complexo: estratificação,
conglomeração, probabilidades desiguais de seleção e ajustes dos pesos
amostrais. Os dados gerados não podem ser tratados como se fossem observações
independentes e com probabilidades iguais (Silva, Pessoa e Lila, 2002).3 Os
modelos estatísticos foram implementados usando as capacidades especiais do
programa Stata, versão 10, para a análise de levantamentos de dados complexos,
incorporadas no comando syv.
Variável independente focal
Apresenta-se aqui uma breve explicação da classificação socioeconômica para o
Brasil, que mensura o conceito de classe social nas condições concretas do
país. Esta tipologia foi submetida a um processo de validação de constructo,
que demonstrou que classe altera (intensifica ou reduz) o efeito de raça na
renda e que parte do efeito de raça se faz através de classe (Figueiredo
Santos, 2005b e 2006b). A origem deste instrumento de mensuração da noção de
classe social encontra-se no livro Estrutura de posições de classe no Brasil
(Figueiredo Santos, 2002). As categorias empíricas desta última versão
aperfeiçoada foram tanto justificadas teórica e analiticamente como
caracterizadas operacionalmente num artigo escrito com esta finalidade
(Figueiredo Santos, 2005a e 2006a). No anexo pode ser encontrada a distribuição
percentual das categorias de classe, que informa o seu peso relativo no Brasil
em 2003.
A classificação retratada aqui incorpora critérios teóricos explicitamente
formulados na constituição das categorias que compõem as várias regiões da
estrutura social. O instrumento delineado potencializa uma das virtudes
principais da mensuração de classe por meio de um sistema de categorias, que é
a delimitação de fronteiras sociais baseadas em princípios explicativos, ou
seja, na definição de mecanismos geradores de efeitos. No plano mais geral,
reflete elementos de convergência nos estudos de classe ao valorizar as
dimensões de propriedade, organização/autoridade e qualificação/perícia como
fatores diferenciadores de classe no capitalismo contemporâneo. Em termos de
soluções operacionais utiliza categorias empíricas de classe baseadas no status
do emprego, grupo ocupacional, número de empregados e ativos no empreendimento;
de modo particular, compatibiliza suas orientações com o formato dos dados
gerados pelas estatísticas sociais nacionais, como o PNAD e o Censo
Demográfico.
A noção de classe é definida e mensurada basicamente em termos de relações de
propriedade, ou seja, direitos e poderes sobre vários tipos de ativos
produtivos. O critério teórico de propriedade de ativos de capital, com as suas
diferenciações em termos de escala e modalidade de divisão de trabalho,
delimitam as posições de capitalista, pequeno empregador e autônomo com ativos.
A situação diferenciada da pequena produção agrícola, onde existe o controle da
terra como ativo produtivo, porém sem a contratação de trabalho assalariado,
fica preservada na categoria de autônomo agrícola. A região social das
localizações privilegiadas de classe média, constituídas no interior de
trabalho assalariado ou no âmbito da atividade autônoma, encontra sua
materialização nos especialistas autônomos, gerentes e empregados
especialistas. Como parte integrante de uma configuração de classe trabalhadora
ampliada, baseando-se na noção de ordem de dominância, a classificação delimita
as situações ambíguas de classe dos empregados qualificados e supervisores.
Preserva-se na classificação o grande agregado de trabalhadores típicos que
possuem uma posição claramente subordinada nas dimensões de perícia/credenciais
e autoridade na esfera do trabalho, cujas relações de trabalho, porém,
preservam mais claramente as interdependências assimétricas características dos
processos de exploração e dominação. A classificação especifica e qualifica o
grande agregado de posições destituídas que se constituem tanto no interior
como fora do âmbito do trabalho assalariado. As categorias de trabalhadores
elementares e empregados domésticos retratam situações de destituição
associadas à forte depreciação econômica das tarefas de trabalho simples e às
circunstâncias assimétricas de exercício do trabalho assalariado. Os autônomos
precários são trabalhadores destituídos na prática de ativos de capital e de
qualificação que reproduzem a sua atividade nos interstícios dos mercados de
produtos e serviços.4 A classificação retrata, por fim, os trabalhadores de
subsistência, que não possuem renda, e representam um segmento altamente
"desconectado" do sistema econômico que existe no meio rural.5 Já os
trabalhadores excluídos ou excedentes são integrados pelos desempregados no
sentido lato.6 O emprego do qual a pessoa é excluída é concebido como um ativo
ou recurso básico para a obtenção de meios de vida acima do nível de
destituição ou de dependência de transferências do Estado (Westergaard, 1995,
p. 31).
Variável dependente
O estudo focaliza a existência de discrepâncias de classe social na
distribuição da autoavaliação do estado de saúde da pessoa. A literatura
internacional considera este um indicador poderoso de saúde. Existe
concordância entre diversos estudos que lhe atribuem a qualidade de relevante
fator de predição de risco de mortalidade, particularmente para o homem (Idler
e Benyamini, 1997; Payne, 2006, pp. 69-75). Tal indicador possui a vantagem de
capturar a saúde média da população, em vez da prevalência de condições
específicas ou de alto risco. Além do mais, mostra-se associado a múltiplos
fatores sociais de risco à saúde e é útil para as necessidades de avaliação e
intervenção de saúde pública (Borrell et al., 2004, p. 1872). A avaliação geral
pelo indivíduo do seu estado de saúde é uma medida que pode ser aplicada e
servir para aferir riscos à saúde em diferentes estágios da vida, a exemplo de
indicar saúde ruim em idades mais jovens quando a mortalidade é rara.
Evidências acumuladas revelam que a medida está associada com boa forma,
morbidade, consultas à saúde, além de predição de mortalidade (Manor et al.,
2000, p. 149). A autoavaliação do estado de saúde é provavelmente a medida mais
acessível, abrangente e informativa em estudos populacionais, que captura
dimensões que não são apreendidas por questões mais detalhadas e dirigidas
(Jylha, 2009, p. 313). Entretanto, existem questionamentos sobre a validade do
uso de medidas autorreportadas de saúde para países em desenvolvimento. Pessoas
em desvantagem social podem não perceber e reportar sua deficiência em saúde,
pois a avaliação individual depende da experiência social, o que pode
obscurecer a verdadeira extensão da privação de saúde (Sen, 2002). Entretanto,
estudo recém-publicado questiona tal ceticismo, ao mostrar que os menos
educados têm mais chances de reportar morbidades específicas, adoecimento e
saúde geral pobre na Índia, confirmando a validade de face dos indicadores de
saúde autorreportados quando avaliados por sua relação com a posição
socioeconômica (Subramanian et al., 2009).
A força do poder preditivo da autoavaliação de saúde não parece ser distorcida
pelas demarcações de subgrupos da população. Estudo de grande envergadura
abarcando o acompanhamento da trajetória de 170 mil pessoas concluiu que a
medida é um poderoso preditor de mortalidade na Suécia entre diferentes grupos
socioeconômicos, grupos de idade, no curso do tempo e para pessoas com ou sem
doenças limitantes de longa duração (Burstron e Fredlund, 2001). A análise da
relação entre saúde autoavaliada e mortalidade por classe social ocupacional
mostrou que este fator prediz mortalidade de modo similar tanto na classe
manual como não manual, não se constatando evidências de uma interação entre
classe social e autoavaliação seja no homem seja na mulher (McFadden et al.,
2009).
O indicador foi tratado como uma variável binária com o objetivo de lidar com a
distribuição assimétrica das respostas de autoavaliação do estado de saúde
(Miech e Hauser, 2001, p. 79). Esta assimetria fica patente no fato de que
apenas 2,17% declarou saúde ruim e somente 0,34% das pessoas avaliam sua saúde
como muito ruim, entre aqueles que possuem uma posição de classe assinalada.
Optou-se pela prática usual de diferenciar o estado de saúde "não bom"
(categoria designada), que reúne as respostas de "ruim", "muito ruim" e
"razoável", onde estão 21,83% dos casos, em contraste com o estado de saúde
definido como "bom" ou "muito bom" (categoria de referência), que perfaz 78,16%
dos respondentes. Este processo de dicotomização, embora válido, implica em
perda de informação e em desconsideração da natureza ordinal da variável.
Entretanto, a mensuração binária do estado de saúde "menos que bom" não
distorce os resultados, em termos de tamanho e significância dos efeitos
principais, tipos de associação e efeitos interativos (Manor et al., 2000).7
Por fim, existem evidências de subestimação das respostas mais negativas sobre
autoavaliação do estado de saúde na PNAD. O Inquérito Mundial de Saúde
realizado em 2003 no Brasil registra 9% de pessoas com autoavaliação ruim ou
muito ruim, contra apenas 4,3% da PNAD do mesmo ano, para aqueles que têm 14
anos ou mais de idade (Dachs e Santos, 2006, p. 893). A opção pela forma
binária da variável dependente, com recorte na saúde "não boa", permite
contornar este problema de mensuração.
Variáveis independentes de controle
O estudo lança mão de dez modelos estatísticos com diferentes combinações de
variáveis de controle.8 A variável idade foi mensurada ao nível intervalar e
varia de 10 a 99 anos na amostra, com média 35,8 e desvio padrão 13,6 anos.9
Gênero foi incluído da forma usual. Criou-se uma variável binária para
controlar o uso pela PNAD de respondente substituto para informar o estado de
saúde da pessoa.10 Foram construídas três categorias para mensurar a variável
raça ou cor agregando branco e amarelo na categoria omitida, pardo e indígena
em outra e preto em separado, pois amarelo e indígena representam proporções
ínfimas de casos.11 O variável macrorregião diferencia Sudeste, Sul, Nordeste,
Centro-oeste e Norte.
As variáveis independentes de natureza socioeconômica e educacional foram
mensuradas usando o mesmo número de categorias (dez), com o objetivo de
minimizar o impacto da existência de diferentes escalas e unidades de
mensuração nas estimativas ajustadas que serão confrontadas. Educação foi
mensurada em termos de categorias de anos de estudo completos, em vez de
variável intervalar, considerando a existência de uma relação não linear entre
educação e saúde, pois determinados pontos da distribuição educacional, como a
aquisição de escolaridade superior, contribuem mais para as diferenças de saúde
(Herd, Goesling e House, 2007, pp. 229-230; Backlund, Sorlie e Johnson, 1999).
Dez categorias foram criadas para representar transições importantes na
aquisição de credenciais educacionais no Brasil: não sabe ler e escrever,
nenhum ano de estudo completo, porém sabe ler e escrever, um a três anos,
quatro anos, cinco a sete anos, oito anos, nove a dez anos, onze anos, educação
superior incompleta e educação superior completa. A variável educação
ocupacional foi construída com a finalidade de representar o grau de exigência
educacional necessário para ter acesso às ocupações ou o conteúdo educacional
associado ao desempenho da ocupação. Estudos comparativos de diferentes índices
sugerem que a educação ocupacional seria um poderoso indicador de status
socioeconômico (Miech e Hauser, 2001, p. 77). Estimou-se para a sua
operacionalização o nível médio de anos de estudos completos dos grupos
ocupacionais da PNAD no seu menor nível de detalhamento. Os valores de
escolaridade variam de zero a 15 na amostra, com média 7,32 e desvio padrão de
2,96. A categoria de trabalhador excluído, sem definição ocupacional, foi
considerada como um único grupo ocupacional.
Baseados nos décimos da renda familiar per capita foram construídos dez grupos
de renda relativa. Medidas de renda sob a forma categórica são consideradas
mais apropriadas, pois refletem a relação não linear entre renda e saúde, em
que a maior parte está concentrada na base inferior da distribuição da renda
(Herd, Goesling e House, 2007, pp. 229-230; Backlund, Sorlie e Johnson, 1999).
Na mensuração da variável de riqueza ou valor do domicilio foram usadas dez
categorias que variam de até 2 mil reais a mais de 100 mil reais, com a
inclusão de "não sabe informar" como uma categoria à parte. Na condição de
propriedade do domicílio foram diferenciadas as categorias de próprio - já
pago, próprio - ainda pagando, alugado, cedido e outro. Além disso, foi
construído um indicador alternativo computando os bens disponíveis no
domicilio. O indicador mensura a presença ou ausência da propriedade própria do
domicilio, garagem (proxy de carro), televisão colorida, telefone fixo,
geladeira, geladeira de duas portas, freezer, computador, telefone celular e
máquina de lavar. Atribuiu-se um peso a cada item baseado no complemento da sua
frequência relativa apurada em toda a amostra, de modo a aumentar o peso dos
itens mais escassos (Szwarcwald et al., 2005, pp. 55-56). O índice de bens
varia na amostra de zero a 5,29, com média 1,90 e desvio padrão 1,35, e foi
transformado em dez categorias baseados nos décimos da sua distribuição por
motivo de ajuste para comparação com outros indicadores socioeconômicos.
Efeitos de classe social
O estudo atual foi concebido e desenhado com o objetivo de testar a capacidade
da classificação socioeconômica para o Brasil de demarcar seletividade social e
assimetrias na distribuição do estado de saúde da população brasileira.
Privilegia-se na condução da investigação o enfoque de causalidade fundamental
que valoriza o uso estratégico de vantagens materiais na produção da
desigualdade em saúde entre os grupos sociais. Avalia-se a partir daqui a
existência e a relevância de efeitos adicionais de saúde das circunstâncias de
classe, captados pela classificação socioeconômica, que independem e vão além
tanto dos fatores materiais considerados, notadamente renda e bens acumulados,
como da combinação de vantagens materiais e educacionais. A investigação
pretende também aferir a contribuição relativa, tanto isolada como conjunta,
das vantagens e desvantagens de renda, bens e educação, associadas às divisões
de classe, para a formação dos padrões observados.
Modelos de regressão logística múltipla são estimados para determinar a relação
entre a posição de classe e o estado de saúde "não bom". Estima-se como padrão
de referência um modelo básico, cujos controles estão em todos os modelos
subsequentes, que ajusta os efeitos das posições de classe por idade, gênero,
informante do estado da saúde (pessoa ou outra), raça e macrorregião de
residência. A partir daí o estudo gera uma série de "experimentos estatísticos"
ao incorporar indicadores alternativos de posição social como variáveis
independentes de controle com o objetivo de entender os principais fatores e
tipos de recursos que especificam ou medeiam a relação entre as categorias de
classe e os resultados de saúde. Foi utilizado o método de seleção hierárquico
com a introdução de diferentes blocos de variáveis independentes determinados
pela estratégica analítica. Os efeitos das posições de classe foram estimados
na forma de chances relativas (odds ratio) ajustadas.12
Todos os coeficientes nas tabelas foram expressos em termos de mudanças
percentuais nas chances relativas (odds ratio - 1 * 100) (Pampel, 2000, p. 23).
Como estratégica de comparação entre os modelos estima-se a percentagem de
mudança (redução) nos percentuais decorrentes dos acréscimos dos novos
controles, quando as chances estimadas pelo modelo ampliado decrescem
(Aneshensel, 2002, p. 180). A redução nos efeitos estimados foi calculada
conforme a expressão: (modelo básico - modelo ampliado)/ modelo básico * 100. O
coeficiente original (odds ratio) equivale a um termo multiplicativo que varia
entre zero e 1 quando a associação é negativa, pois o valor 1 (um) equivale a
zero na forma não multiplicativa, e varia de 1 a mais infinito quando a
associação é positiva. O cálculo adequado do montante da mudança (redução) do
efeito original deve ser feito com os coeficientes já convertidos em termos de
mudança percentual, pois o uso do coeficiente na forma original multiplicativa
distorceria a aferição do montante de redução.13 Foi computada igualmente, para
efeito de comparação dos modelos, a percentagem de redução média entre as
categorias de classe das estimativas estatisticamente significativas, ou seja,
o resultado médio excluindo-se as situações em que ocorreu aumento do efeito
original ou cujos coeficientes não são estatisticamente significativos ao nível
de 0,05. A categoria de referência no cálculo da razão entre chances (odds
ratio) é a condição de capitalista e fazendeiro, que representa a posição de
classe mais privilegiada em termos de recompensas materiais e de estado de
saúde. A percentagem padronizada por idade de saúde "não boa" entre os
capitalistas é de apenas 6,8% (ver anexo).
O modelo 1 mostra a existência de contrastes de classe bastante marcantes na
distribuição relativa das chances de saúde. A posição mais privilegiada de
classe, o capitalista, ostenta o melhor estado de saúde, pois todas as demais
categorias apresentam percentagem positiva de saúde não boa. Entre as demais
posições privilegiadas de classe, apenas o especialista autônomo mostra uma
diferença estatisticamente não significativa. Isto quer dizer que o
especialista autônomo tem um privilégio de estado de saúde equivalente ao
capitalista. Em todas as demais categorias de classe, conforme mostra o modelo
1, a chance de ter uma saúde "não boa" em comparação ao capitalista, aumenta de
61%, no caso do gerente, a 529% para o trabalhador de subsistência. O
ordenamento de classe existente entre os detentores de ativos de capital se
reflete nos padrões de saúde, com a saúde não boa aumentando do pequeno
empregador ao autônomo com ativos. O grande conjunto de trabalhadores típicos
mostra um indicador pior que as posições de empregados qualificados e
supervisores, que possuem determinado acesso a ativos de qualificação e ao
exercício de autoridade. Todas as posições destituídas de classe, que vão do
trabalhador elementar ao trabalhador excedente, revelam um quadro de saúde
muito pior em relação ao capitalista. Ao lado disso, nota-se entre os
destituídos, que compõem um conjunto à parte, graduações internas que
desfavorecem o trabalhador excedente (desempregado), de inserção mais urbana, e
o trabalhador de subsistência, de inserção exclusivamente rural, ambos com
renda individual zero.
A escolha do modelo 1 como base de comparação, com a inclusão das variáveis
raça e região, representou a opção por uma estimativa mais conservadora das
consequências independentes de classe social para os resultados de saúde.14 O
modelo em questão serve, portanto, como padrão de referência para entender a
natureza dos elos das categorias de classe com os resultados de saúde. Os
modelos subsequentes introduzem um ou mais "fatores de teste", gerando um tipo
de experimento estatístico, com o objetivo de aferir a força e especificar a
contribuição desses fatores para a relação observada. Foram calculadas as
percentagens de redução dos efeitos de classe originais geradas por cada um dos
"modelos ampliados". A redução dos efeitos originais promovida pelo controle da
variabilidade das variáveis acrescentadas expressa o montante da sua
contribuição para os padrões anteriormente observados. Estas percentagens são
comparáveis, pois representam alterações ou diferenças em relação ao mesmo
modelo básico.
O modelo 2 controla o impacto no resultado de saúde da distribuição e da
potência causal dos graus de anos de estudo. O enfraquecimento da relação
original que ocorre na maioria das categorias revela a relevância do seu papel.
Em duas das categorias privilegiadas que detêm justamente credenciais especiais
a discrepância de saúde a favor do capitalista aumenta e passa a ser
estatisticamente significativa para o especialista autônomo. Este resultado
realça a importância do controle de capital para as oportunidades de saúde,
pois entre estas duas outras categorias as credenciais educacionais estavam
servindo como um contrapeso que neutralizava o efeito da vantagem de capital. A
categoria de gerente não é afetada pelo controle dos anos de estudo, o que
realça o papel diferenciado do exercício de autoridade. As discrepâncias de
saúde reduzem-se menos em duas outras categorias que controlam também ativos de
capital, o pequeno empregador e o autônomo com ativos, mostrando que, nestes
casos, a educação importa relativamente menos não só para a renda, mas
igualmente para a saúde. Os empregados qualificados continuam a manter quase as
mesmas desvantagens em relação aos capitalistas, o que pode refletir o fato de
ambas as categorias serem igualmente escolarizadas. O contraste entre
capitalista e trabalhador típico, cujo nexo conjuga interdependência e
exploração, sofre uma redução inferior a 50%. As credenciais educacionais jogam
um papel menos importante para o entendimento das discrepâncias de saúde que
emergem da relação entre capitalista e trabalhador típico. O conjunto da classe
trabalhadora geralmente não se beneficia de processos de reserva de
oportunidades baseados em credenciais educacionais que caracterizam justamente
as posições de classe média (Wright, 2009). Já entre as posições destituídas as
discrepâncias das chances de saúde em relação ao capitalista dependem mais da
educação. Entretanto, considerando o conjunto das categorias, a maior parte do
efeito original não se altera, pois as taxas de mudança são inferiores a 50%.
Isso significa que o efeito principal contido na desigualdade de saúde entre o
capitalista e as demais posições de classe independe da distribuição e do poder
causal das credenciais educacionais.
O modelo 3 introduz as categorias formadas pelos décimos da renda familiar per
capita. A variável traduz as diferenças na distribuição de bem-estar material
entre os contextos familiares em que as pessoas estão inseridas. Trata-se de
uma espécie de ordenamento da renda relativa dos décimos mais pobres aos mais
ricos. O controle da renda relativa gera a redução mais forte do efeito
original (64%) entre os cinco modelos introduzidos na Tabela_1. Nos
especialistas e gerentes a discrepância torna-se estatisticamente não
significativa, o que significa que a vantagem de saúde do capitalista em
relação a eles é totalmente devida à renda relativa. Em oito posições de classe
a taxa de redução fica em torno do patamar de 70%.15 Entretanto, persistem em
média 35% dos efeitos de classe social que independem totalmente da renda
familiar.
As diferenças de riqueza são controladas no modelo 4, que mensura o valor e a
condição de propriedade do domicílio. As mudanças nas chances relativas são
importantes, porém representam as menores alterações entre os cinco modelos
estimados, exceto em duas categorias de classe, o que pode ser consequência da
elevada ausência de informação sobre o valor do domicilio.16 O modelo 5
contempla um índice de bens possuídos no domicílio. A utilização deste
indicador alternativo, com um grau muito pequeno de não resposta nos itens
componentes, serve para avaliar de modo mais confiável o grau de associação
entre os bens acumulados e os resultados de saúde. O controle deste fator gera
uma redução superior ao modelo anterior. Embora ambos os modelos mostrem
efeitos médios próximos, o que revela a utilidade dos dois indicadores, o
indicador do modelo 5 parece beneficiar-se da vantagem de incorporar informação
mais completa. O modelo de renda familiar per capita suplanta seu efeito, mas
os bens do domicílio aparecem como um elemento importante nas discrepâncias
socioeconômicas de chances de saúde.
Na Tabela_2 são estimados modelos que combinam variáveis de controle, tanto
afins quanto diferenciadas, com o objetivo de avaliar a contribuição relativa
desses grupos de fatores. O modelo 6 agrega aos anos de estudo o critério de
educação ocupacional. Este indicador retrata o nível educacional típico
associado ao ingresso na ocupação ou a qualificação educacional requerida para
o desempenho ocupacional. Esta variável gera uma redução adicional do efeito do
modelo básico, mas o efeito independente da educação ocupacional altera pouco
(3%) a redução já introduzida pelo controle dos anos de estudo (modelo 2).
O controle simultâneo de renda, valor e propriedade do domicílio, introduzido
no modelo 7, mostra o quão predominantes são os recursos materiais como
mecanismos de constituição das discrepâncias de estado de saúde entre as
posições de classe, quando comparadas ao capitalista. A importância da
conjugação destes fatores coloca-se ainda mais forte em todas as posições
destituídas e para o autônomo agrícola que se aproxima delas justamente no
critério de renda familiar inferior. Merece destaque, por fim, o fato de que as
discrepâncias se tornam estatisticamente não significativas em todas as
categorias relacionadas com o controle de qualificações escassas e de exercício
de autoridade, ainda que num grau parcial, como os empregados qualificados e os
supervisores. As discrepâncias de vantagens materiais parecem não deixar espaço
para a manifestação de efeitos independentes de conteúdo extramaterial,
vinculados à educação e ao exercício de dominação sobre os outros.
O modelo 8 fornece forte evidência de que os dois indicadores de recursos
acumulados estariam captando efeitos equivalentes. Além de a redução percentual
dos contrastes de chances relativas de saúde ocorrer em proporção semelhante ao
modelo 7, observam-se igualmente nas categorias destituídas e no autônomo
agrícola as alternações mais significativas. As estimativas tornam-se também
estatisticamente não significativas em todas as categorias relacionadas com o
controle de qualificações escassas e de exercício de autoridade. Na verdade,
quase todas as estimativas ficam bastante próximas entre os dois modelos. Deve-
se ponderar, por fim, que os indicadores de recursos ampliam em média apenas 5%
(domicilio) e 7% (bens) a redução já promovida pela renda relativa.
A combinação de credencial e renda feita no modelo 9 gera uma redução muito
expressiva de 77% em relação ao modelo base. Considerando que o modelo 3, com o
controle da renda, reduz o efeito original em 64%, a agregação dos anos de
estudo gera uma ponderável redução adicional. Entretanto, o acréscimo de renda
relativa à educação produz um efeito muito maior (32%) do que o inverso (13%).
Os anos de estudo projetam uma elevada incidência na trajetória dos efeitos na
saúde das posições de classe destituídas e do autônomo agrícola, pois ocorrem
aí mudanças mais fortes. Na verdade, o resultado da combinação de recursos
valiosos, de diferentes tipos, renda e bens (modelos 7 e 8), renda e credencial
(modelo 9), ou credencial e bens (modelo 10), mostra o papel do acúmulo
conjugado de vantagens e desvantagens estruturalmente demarcadas na acentuação
das assimetrias nas chances de saúde entre as posições extremas na estrutura
social.
O controle conjunto de credencial e bens do domicílio promovido no modelo 10
remove uma percentagem relativamente menor do efeito do modelo base, quando
comparado ao modelo 9, que representa a combinação mais potente de recursos
vantajosos para a saúde. Em termos do contraste entre os efeitos de bens e
educação, educação agrega um efeito um pouco menor aos bens (20%) do que o
inverso (24%). A dimensão de bens complementa mais o poder transmissor de
efeitos da educação do que o contrário, embora a diferença seja pequena.
Entretanto, no que toca às posições destituídas e ao autônomo agrícola o papel
mediador das credenciais educacionais, expresso no seu impacto redutor, revela-
se bem mais substancial, conforme mostram as diferenças entre as respectivas
percentagens de redução entre o modelo 5 (bens) e o modelo 10 (credencial
acrescida aos bens), a exemplo da categoria de empregado doméstico, em que a
alteração entre os dois modelos sobe de 56% para 79%.
Conclusões gerais
Toda a análise empírica foi baseada no contraste com a posição de classe mais
privilegiada em termos materiais e de saúde, pois esta comparação indica um
nível de saúde biologicamente factível nas condições presentes. Trata-se de um
dos poucos estudos de base populacional nacional sobre desigualdade na
distribuição do estado de saúde autorreportado, que preserva e prioriza a
comparação com a categoria claramente diferenciada de capitalista. Muntaner e
colegas aplicaram o esquema de classes de Erik Wright em uma investigação dos
determinantes de classe da saúde geral e mental em Barcelona, Espanha, cujas
conclusões evidenciam que não é tanto a educação em si que favorece a saúde,
mas o acesso que a educação dá às posições de classe mais vantajosas.
Entretanto, o pequeno número de casos de capitalistas na amostra comprometeu o
poder de teste envolvendo relações de propriedade. Os capitalistas revelam
chances maiores de ter saúde não boa que os gerentes e supervisores
especialistas, mas o resultado não é estatisticamente significativo em nenhum
dos modelos (Muntaner et al., 2003, p. 955). As evidências apresentadas no
estudo atual mostram que o controle de capital faz uma diferença importante
para a saúde. Um desdobramento mais complexo seria entender, a partir deste
indicador conceitualmente delimitado, o que existe nas relações de propriedade
que alimenta vantagens tão destacadas de saúde. As vantagens materiais que os
capitalistas obtêm do tipo especial de ativos que possuem e do que fazem com o
que têm revelam-se como mecanismos decisivos. Esta constatação depreende-se do
fato de o controle da renda e dos bens tornarem as discrepâncias
estatisticamente não significativas nos contrastes com as categorias de
especialista autônomo, empregado especialista, gerente, empregado qualificado e
supervisor. Estes mesmos controles, além disso, reduzem em 80% as discrepâncias
originais em oito dos dez coeficientes que permanecem estatisticamente
significativos. Entretanto, os modelos 7 e 8 de ativos combinados deixam em
média 30% do efeito de ser capitalista ainda por explicar. O contraste entre
duas categorias que se caracterizam essencialmente por controlar ativos de
capital, o próprio capitalista e o pequeno empregador, pode ajudar a lançar luz
ao problema explicativo. No caso do pequeno empregador, o controle isolado de
vários tipos de ativos na Tabela_1 afeta sempre menos de 60% do efeito
original. Da mesma forma, os controles combinados introduzidos na Tabela_2 têm
consequências bem mais modestas quando comparadas aos contrastes realizados com
outras categorias de classe. Uma diferença significativa na saúde emerge da
passagem da condição de pequeno empregador para capitalista, que não pode ser
explicada por educação, renda familiar e bens acumulados. A contribuição
restrita dessas vantagens usuais remete a atenção para as características
diferenciadas das relações de propriedade capitalistas. Este quadro se ajusta à
expectativa da teoria marxista de que um limiar crítico de acúmulo de capital e
a modalidade de divisão do trabalho fazem do capitalista um tipo social
qualitativamente distinto do pequeno empregador (Figueiredo Santos, 2005a, p.
34). Esta ínfima minoria capitalista, circunscrita a 0,5% da estrutura social,
é capaz de reservar para si um privilégio vital incomparável, reportando apenas
6,8% de saúde "não boa" (ver anexo).
Além das análises comparativas dos modelos, que confrontam os efeitos de classe
com as variáveis convencionais, foram focalizadas particularmente as
discrepâncias do capitalista com as posições de classe média, as posições
destituídas, o trabalhador típico e o pequeno empregador. Uma classificação
construída de modo teoricamente informado abre a possibilidade de explorar
diversos tipos de contrastes substantivamente relevantes, que são muito mais
informativos do que as comparações baseadas em indicadores usuais, a exemplo do
contrate entre décimos da distribuição da renda. Procedendo-se à redefinição da
categoria de referência na regressão logística podem ser exploradas diversas
discrepâncias teórica e empiricamente relevantes, como o confronto entre
gerente e trabalhador típico (relações de dominação dentro da produção),
trabalhador típico e posições destituídas (relações de exploração versus
relações de destituição), autônomo com ativos e autônomo precário (o efeito da
posse de ativos entre a enorme massa de autônomos), e entre empregado
especialista (perícia) e gerente (autoridade) dentro da classe média.17
As divisões de classe captadas pela classificação mostram discrepâncias
acentuadas, com padrões específicos, na distribuição das chances de saúde na
população brasileira. De um lado, as ocorrências de estados negativos de saúde
são minimizadas pelas relações de propriedade, o exercício de autoridade e a
posse de qualificações escassas. De outro, as desvantagens se associam ao
trabalho submetido aos processos de exploração e, com ênfase ainda maior, às
situações de exclusão do controle de recursos econômicos.
As discrepâncias de classe na saúde em comparação à posição mais privilegiada
são mediadas predominantemente por fatores materiais associados à renda e aos
bens acumulados. Como o capitalista foi escolhido como a categoria de
referência, visto que a sua vantagem de classe depende menos de conhecimento
perito, as discrepâncias constatadas em relação às outras categorias têm menos
relação com fatores educacionais. Os recursos educacionais são fatores
relevantes nos efeitos de classe na saúde, mas a sua intervenção como um tipo
diferenciado de efeito cultural, comportamental ou cognitivo revela-se menos
forte do que a vantagem trazida pela renda familiar. Isso não quer dizer que os
recursos educacionais não exerçam esses efeitos em conjunção com os contextos
de classe ou ao estabelecerem distinções internas às categorias que, por sua
vez, afetam a saúde. A teoria das causas fundamentais, por sinal, considera que
a combinação de desigualdade de recursos e uso de informação assume papel-chave
para entender as disparidades em saúde.
A classificação socioeconômica mostrou a sua validade e relevância como um
indicador de posição social para aferir e analisar a desigualdade de estado de
saúde no Brasil. O estudo demonstra que a mensuração do conceito de classe
social para o Brasil faz emergir uma importante fonte de variação na
distribuição das chances de saúde que é independente e adicional aos
indicadores de posição social usuais nos estudos de saúde, como grupos de renda
relativa, bens acumulados e educação, sejam estes indicadores usados em
separado ou em diferentes combinações.18 As evidências obtidas acerca dos
efeitos de classe na saúde são favoráveis à proposição sociológica de que esta
divisão social fundamental é capaz de enfeixar múltiplas dimensões e
trajetórias que determinam resultados de saúde.
Notas
1 O que a pessoa obtém (renda) depende do que ela tem (recursos geradores de
renda). Já a educação ou a escolaridade adquirida pelo indivíduo, embora possa
habilitar alguém para o acesso ao emprego de especialista, mas ser
relativamente menos importante para conseguir o "emprego" de capitalista, não é
estritamente um sinônimo da relação de emprego de especialista e do modo como
esta posição cria uma reserva de oportunidades para seus ocupantes baseada no
controle de "conhecimento perito" ou de "credenciais". Processos dependentes do
controle de conhecimento perito e de ativos de qualificação, por sinal,
caracterizam apenas três das quinze posições de classe usadas neste estudo. Na
classificação socioeconômica do Reino Unido, assim como no protótipo para a
União Europeia, o conceito de classe social é também mantido analiticamente
distinto de fatores como a educação e a renda, o que permite relacionar classe
com o nível educacional (input para o trabalho) e com a renda (output do
trabalho), assim como relacionar estes três fatores com outros resultados, como
a distribuição da saúde (Rose e Pervalin, 2000; Rose e Harrison, 2010). As
categorias empíricas de classe baseadas na propriedade e no comando sobre
ativos não devem ser confundidas com os indicadores de renda e escolaridade. O
nível educacional e a renda estão associados à atividade de trabalho, porém de
diferentes maneiras, e são analiticamente distintos do emprego, ocupação ou
classe social. Renda, bens acumulados e educação podem ser incorporados à
análise tanto como variáveis com efeitos independentes diferenciados, que
captam distinções dentro das categorias de classe ou não devidamente mensuradas
por estas categorias, quanto como elos antecedentes, intervenientes e/ou
coadjuvantes na cadeia causal dos efeitos de classe social na saúde da
população.
2 Uma função é chamada de monotônica, ou monótona, se puder ser classificada
como crescente, estritamente crescente, decrescente ou estritamente
decrescente. Já uma função linear cresce ou decresce a uma taxa constante.
3 A partir de 2002 o IBGE passou a incluir na base de microdados da PNAD as
variáveis derivadas que definem a estrutura do plano amostral. A variável que
define Estrato tem código v4617 e a que define PSU (Primary Sampling Unit) tem
código v4618. O peso pós-estratificado, dado pela variável v4611, incorpora
todos os estágios de seleção da amostra. No cálculo de variâncias, o IBGE
utiliza o método de Conglomerado Primário (Ultimate Cluster), que só incorpora
informação de Estrato e PSU. A aproximação obtida é a favor da segurança, de
modo que as estimativas de variâncias tendem a ser maior que os valores reais.
4 Os autônomos precários desenvolvem a sua atividade sem dispor de capital sob
a forma de estabelecimento fixo ou veículo automotor usado como meio principal
do empreendimento e são destituídos de ativos de qualificação (Figueiredo
Santos, 2005a). Foram considerados autônomos com ativos e transferidos para
esta categoria aqueles "autônomos precários", conforme o critério operacional
original, cujo contexto familiar, porém, os situa entre os dois décimos
superiores da distribuição da renda familiar per capita. Duas justificativas
fundamentaram este procedimento: a dominância do contexto familiar na definição
da circunstância de classe e os problemas de mensuração apresentados pela PNAD
do critério teórico de ausência de controle de ativos produtivos, a exemplo da
posse de ativos por autônomos cujos empreendimentos ficam no próprio domicílio.
Este procedimento não distorce as estimativas dos efeitos de classe na saúde,
conforme explica a nota 15, adiante.
5 Esta categoria corresponde à posição na ocupação, originária da PNAD, de
"trabalhador na produção para o próprio consumo". São pessoas que se dedicam
pelo menos uma hora por semana para garantir a subsistência de algum membro do
domicilio. Não possuem renda e estão engajados em atividade de subsistência
material direta. Ver documentação do IBGE (2004). Foram excluídos da categoria
os indivíduos cujo contexto familiar os situa entre os dois décimos superiores
da distribuição da renda familiar per capita.
6 Foram operacionalizados aqui como as pessoas sem trabalho que tiveram alguma
iniciativa de procurar trabalho no período de capitação de 305 dias ou que se
declaram na PNAD como um "trabalhador na construção para o próprio uso". Foram
excluídos da categoria os indivíduos cujo contexto familiar os situa entre os
dois décimos superiores da distribuição da renda familiar per capita.
7 Além disso, o modelo Logit ordenado, usado no caso de variável dependente
ordinal, assume um pressuposto crítico que é frequentemente violado. Trata-se
do requisito de inclinações paralelas ou de chances proporcionais. Em essência,
esta suposição considera que os coeficientes que vinculam os valores das
variáveis independentes aos diferentes resultados são os mesmos em todas as
categorias da variável dependente. O modelo logístico ordenado estima uma
medida sumária baseada na suposição de que todas as comparações implícitas
produzem a mesma razão de chances. Esse pressuposto foi testado e rejeitado com
o uso do procedimento Omodel elaborado para o ambiente do programa Stata
(Borooah, 2001, p. 6; Hoffmann, 2004, pp. 70-1; Long e Freese, 2006, p. 199).
8 A maioria delas são variáveis categóricas operacionalizadas sob a forma de
múltiplos contrastes binários. No anexo ver a distribuição relativa das
categorias na amostra e as percentagens padronizadas por idade de pessoas que
declaram saúde "não boa". Tendo em vista o tamanho da amostra da PNAD as
frequências absolutas não são apresentadas. Não são fornecidos também os
coeficientes estimados de todas as variáveis usadas em diferentes arranjos em
todos os modelos, pois isso exigiria um enorme volume de espaço e teria pouca
utilidade para julgar os resultados da investigação. São apresentadas todas as
variáveis incorporadas ao estudo e as soluções operacionais adotadas.
9 Foram realizadas estimativas dos modelos 1 e 2 apenas para os adultos, de 18
a 64 anos, que apresentaram resultados bastantes semelhantes, sendo que em duas
posições destituídas os efeitos de classe na saúde tornam-se ainda mais fortes.
10 Estudo realizado para a população idosa mostrou que o uso de respondente
substituto nas PNADs de 1998 e 2003 não modifica a distribuição da percepção da
saúde, assim como os fatores associados à ela (Lima-Costa et al., 2007).
11 Os amarelos (0,43%) possuem vantagens mais próximas dos brancos e os
indígenas (0,20%) aproximam-se mais dos pardos por estarem em regiões rurais.
Ambos somados representam apenas 0,63% do total.
12 A noção de chance (odds) representa a razão entre a frequência de estar e de
não estar em uma determinada categoria. Isto equivale a comparar duas
probabilidades formando a razão entre elas. As razões (ratio) entre chances,
por sua vez, representam uma forma útil de comparar duas chances calculando a
razão entre elas. Quando as chances contrastadas forem idênticas, a razão entre
as chances (odds ratio) resultará no valor 1 (um), o que equivale à
inexistência de associação estatística. Valores menores que 1 (um) implicam em
uma associação negativa e maiores que 1 (um) em uma associação positiva
(Pampel, 2000, pp. 11-13). Quanto maior a distância do coeficiente estimado em
relação a 1 (um), tanto maior é o efeito da variável independente de interesse,
que equivale a mudanças multiplicativas nas chances, em vez de probabilidades,
de se produzir o resultado em questão (Pampel, 2000, pp. 21-23; Cohen et al.,
2003, p. 492).
13 Em trabalhos publicados são encontrados os dois procedimentos que produzem
resultados bastante diferentes, como o autor veio a perceber depois de seguir a
solução baseada na forma multiplicativa original. Devido ao fato de o
coeficiente original (odds ratio) corresponder a um fator multiplicativo, o
modelo ampliado produz uma redução de 100% apenas quando o valor se aproximar
de zero: (4,93 - 0) /4,93 * 100 = 100%. Por exemplo, ocorrerá uma redução de
84% se o coeficiente (positivo) de 4,93 for transformado num coeficiente
(negativo) de 0,8, conforme o cálculo: (4,93 - 0,8) / 4.93 * 100 = 84%. Uma
enorme desvantagem de saúde de uma categoria de classe, depois dos acréscimos
das variáveis de controle, teria que se transformar numa desvantagem da outra
categoria! Não pode ser considerada adequada uma forma de comparação e
avaliação da magnitude de mudança que supõe este tipo radical de reversão na
posição relativa das categorias.
14 As associações de raça e região às divisões de classe podem fazer com que o
"controle" dos seus efeitos na regressão logística remova uma parte do efeito
de classe, pois os efeitos não são totalmente independentes uns dos outros.
Existe uma interseção muito forte entre classe e raça, pois ambas as divisões
pressupõem a exclusão do acesso a recursos valiosos (Figueiredo Santos, 2005b).
O desenvolvimento desigual do capitalismo gera um desequilíbrio ou variação
regional na distribuição diferenciada das posições de classe e nas distâncias
de recompensas entre as posições.
15 Cabe destacar que estes resultados não são distorcidos pelas supressões ou
reclassificações de casos realizadas em três categorias destituídas cujas
famílias estão nos dois décimos superiores da distribuição geral da renda
familiar per capita. Estimativas em separado do modelo 3 sem estas alterações
mostram que a mudança percentual nas chances relativas (odds ratio) do autônomo
com ativos ficam em 91%, do autônomo precário em 113%, do trabalhador de
subsistência em 152% e do trabalhador excedente em 112%, ou seja, muito
próximas dos resultados estampados na Tabela_1 para estas categorias.
16 A variável sobre o valor estimado do domicílio tem um grau elevado de não
resposta (31,1%). Esta situação foi incorporada como uma categoria específica
da variável.
17 Este detalhamento adicional da análise, no entanto, por envolver a
estimativa de blocos distintos de modelos para cada contraste foi deixado para
outro artigo, a ser publicado em 2011 no International Journal of Health
Services, que usa os novos dados do suplemento de saúde da PNAD de 2008.
18 A demonstração de que classe social tem um poder explicativo que vai além
dos indicadores convencionais de status socioeconômico realça a relevância de
se incorporar medidas aperfeiçoadas de classe social nos levantamentos de dados
sobre saúde (Bollen, Glanville e Stecklov, 2001, p. 179).