Porque os métodos de classificação socioeconômicos utilizados no
Brasil não funcionam
Anais do 20º ENANPAD - 23 e 25/09/1996
Revista Mercado Global - p. 8-11, 3º TRIM. 97
Fauze Najib Mattar
Introdução
Não havia no Brasil, até 1970, um critério único, objetivo e geral de classificação socioeconômica de
consumidores. À medida que algumas empresas passaram a adotar práticas de marketing,
principalmente a segmentação de mercado, surgiu a necessidade de se dispor de um critério que
facilitasse esse processo e que permitisse a realização de pesquisas ou programações de mídia que
visassem, especificamente, a determinados estratos do mercado. Na ausência de um critério único,
cada empresa, cada agência de pesquisa e cada veículo de comunicação estabelecia o seu próprio
sistema que, se por um lado atendia de imediato às suas necessidades, por outro impedia o
intercâmbio e até a comunicação entre empresas, agências de pesquisa, agências de propaganda e
os veículos, pois não se falava a mesma linguagem, quando se referia aos mesmos públicos-alvo.
Foi com a preocupação de resolver esse problema que a ABA - Associação Brasileira de
Anunciantes estabeleceu, em 1970, o primeiro critério padronizado de classificação socioeconômica
no Brasil, que foi denominado de Critério ABA. Esse sistema era baseado no cômputo de pontos
calculados, a partir da posse de itens e na premissa da existência de quatro classes
socioeconômicas, rotuladas de A a D. Esse sistema mostrou-se muito útil e foi adotado por todos os
usuários sem restrições. No entanto, cerca de quatro anos após a sua adoção, surgiram
reclamações de que as classes mais altas - particularmente a classe A - apresentavam, pelo critério,
uma dimensão maior que o seu real tamanho (pelo critério, 10% da população eram classe A). As
pressões por um aprimoramento foram se avolumando, ao mesmo tempo que aumentava a
resistência contra qualquer alteração do sistema, sob o argumento de que não valia a pena perder a
continuidade e a possibilidade de comparações no tempo. Em função disso, de 1974 a 1976, foram
realizados estudos que resultaram em uma pequena alteração: o sistema permanecia como estava,
e apenas cada uma das classes sociais passaria a ser subdividida em duas, a critério do usuário da
pesquisa, compondo oito subclasses, denominadas de A1, A2, B1, B2, C1, C2, D1 e D2.
Após dois anos de utilização, a versão alterada já estava novamente sofrendo muitas críticas dos
usuários. Em 1978, atendendo a esses reclamos, a ABIPEME - Associação Brasileira dos Institutos
de Pesquisa de Mercado, recém constituida na ocasião, assumiu a tarefa de estudar o tema e
preparar uma proposta que seria submetida à ABA - Associação Brasileira dos Anunciantes para
uma aprovação conjunta. Os estudos foram efetuados e, em 1982, foi encaminhado e aprovado,
pelos participantes dessas duas associações o novo modelo, passou a ser conhecido por Critério
ABA-ABIPEME. Em 1991, devido ao grande número de novas reclamações, procedeu-se a novos
estudos e a proposta resultante, elaborada por Pergentino M. Almeida e Hilda Wickerhauser (1991),
não foi aceita por parte dos associados da ABIPEME, e trouxe, como conseqüência, a abertura de
uma nova associação de agências de pesquisas denominada ANEP - Associação Nacional das
Empresas de Pesquisa, formada pelos associados dissidentes da ABIPEME (Folha de São Paulo de
30/setembro/91, p. 3-8 e Gazeta Mercantil de 15/janeiro/92, p. 34). Desde então, o Critério ABAABIPEME passou a ser utilizado apenas pelos associados da ANEP e, por isso, é denominado
nesse estudo de Critério ANEP (vide Quadro 1 do Anexo), e a proposta de Pergentino e
Wickerhauser, de 1991, passou a ser adotada pelos associados que permaneceram na ABIPEME e
é chamado nesse estudo de Critério ABIPEME (vide Quadro 2 do Anexo).
Qual a razão de tanta controvérsia? A metodologia, no geral, é muito semelhante àquela utilizada
por Chapin (1933) para desenvolver a escala socioeconômica com base nos bens e objetos da sala
de estar. O princípio básico da metodologia empregada é o de se descobrir itens de conforto que
tenham uma forte correlação com renda familiar. Uma vez descobertos quais são esses itens
discriminadores da renda, procura-se estabelecer um sistema de pontuação (ou pesos) que
atribuídos à posse desses itens (e, às vezes, ao número de itens possuídos) vão permitir saber qual
é a pontuação total desse indivíduo ou família. Um sistema de cortes na escala de pontuação passa
a permitir que se classifique cada indivíduo ou família pesquisado em um estrato social.
Da mesma forma que o sistema proposto por Chapin (1933) teve de ser reformulado por Gutman
(1942) para poder ser utilizado, pois estava totalmente desatualizado, os sistemas utilizados no
Brasil também têm tido problemas semelhantes e também precisam ser reformulados
periodicamente para serem adequadamente utilizados.
O presente estudo procurou apontar de forma empírica quais as razões pelas quais esses dois
critérios apresentam tantos problemas aos seus usuários.
Partiu-se da hipótese básica de que o problema desses dois métodos está na utilização de
variáveis/indicadores que são inadequados por não terem estabilidade ao longo do tempo e por
serem pouco discriminadores dos estratos da população.
Os estudiosos e praticantes de Marketing conhecem a pratica de segmentar o mercado em função
do seu poder de consumo, ao se lançar um produto inovador que tenha uma tecnologia avançada
(tais como: videocassete, camcorder, telefone celular, forno de microondas, TV com tela grande etc.)
e praticar a estratégia de maximização da desnatação do mercado (Kotler, 1995: 428 e 429). Essa
estratégia consiste em se estabelecer deliberadamente o preço elevado para o produto inovador, de
tal forma que esteja ao alcance para adoção de apenas algum(ns) segmento(s) de maior poder
aquisitivo do mercado. À medida que o volume de vendas cai, em função do esgotamento desse(s)
segmento(s), a empresa reduz um pouco o preço para tornar o produto acessível ao próximo
segmento em termos de poder aquisitivo, e assim, sucessivamente, até atingir, no final do processo,
a todo o mercado desejado.
Dessa forma, se determinados produtos em função da estratégia de preços praticada, em certos
momentos, só são acessíveis aos segmentos de maior poder aquisitivo, não faz sentido utilizar-se a
posse/não posse e número de itens possuídos desses mesmos produtos para classificar
consumidores em estratos sociais, pois à medida que a empresa for alterando o preço para baixo,
conforme a estratégia já descrita, estratos sociais de menor poder aquisitivo passam a ter acesso a
esses produtos e não o contrário (que a posse desses produtos determinem o estrato social dos
indivíduos e famílias).
Para ilustrar esse fato é apresentado o seguinte exemplo. Imagine uma família que até o presente
momento não tenha ainda adquirido um videocassete e que a sua pontuação na escala ABIPEME
seja atualmente de 49 pontos, sendo classificada no estrato C (vide Quadro 2 do Anexo). O preço
praticado hoje na venda do videocassete é, em termos reais, cerca de 25% do praticado no seu
lançamento no Brasil (fonte Sharp). Vamos supor que em função dessa continua queda do preço e
das facilidades para aquisição existentes no mercado (venda a prazo e compra via consórcio) essa
família resolveu adquirir o videocassete. Imediatamente após essa aquisição (pelo mesmo Critério
ABIPEME), passará a ser pontuada com mais dez pontos, o que elevará sua pontuação total para
59, sendo agora classificada na classe B. Ou seja, o Critério ABIPEME considera que apenas por ter
adquirido um videocassete, houve uma mobilidade social da família elevando-a do estrato C para o
B.
É justamente as razões dessa inconsistência que esse estudo pretende demonstrar empiricamente
e, com isso, sinalizar para a necessidade de novos sistemas que não contenham as deficiências
apontadas nos atuais.
Estudo
O estudo consistiu em se aplicar os dois critérios mencionados a um banco de dados
socioeconômicos que continha as variáveis e indicadores utilizados nos critérios e verificar os seus
comportamentos em termos de estabilidade, ao longo do período em que foram testados. O banco
de dados utilizado foi o do Instituto de Pesquisa do IMES - Instituto Municipal de Ensino Superior de
São Caetano do Sul, que realiza, desde setembro de 1986, uma pesquisa socioeconômica nos
municípios de São Caetano, Santo André e São Bernardo do Campo, com levantamentos periódicos
semestrais, nos meses de março e setembro. Foram utilizados, nesse estudo, os dados referentes
aos seguintes levantamentos:
Período
Número de
famílias
Período
Número de
famílias
03/88
550
09/91
550
09/88
550
03/92
681
03/89
550
09/92
609
09/89
550
03/93
672
03/90
(*)
09/93
600
09/90
550
03/94
600
03/91
550
(*) o levantamento não foi efetuado devido à distorção que o plano econômico instituído no início do
Governo Collor possa ter causado aos dados.
As amostras foram probabilísticas, com tamanho variando de 550 a 681 unidades familiares. A cada
levantamento, foi constituida uma nova amostra. Foi utilizada a amostragem probabilística por área
em três estágios: para cada um dos três municípios foram selecionados por sorteio os quarteirões a
serem pesquisados; em cada quarteirão foi efetuado um censo e sorteados os domicílios e, em cada
domicílio, sorteou-se o residente a ser entrevistado. Os dados foram obtidos através de entrevistas
pessoais com instrumento estruturado não disfarçado. As amostras constituídas da forma descrita
são representativas dos municípios de São Caetano, Santo André e São Bernardo do Campo ao
nível de confiabilidade de 95% e um erro amostral máximo de 4%. A distribuição da amostra em
relação aos três municípios pesquisados, em termos percentuais foi, aproximadamente, com
pequenas variações a cada levantamento: São Caetano: 25,0%, Santo André: 37,5% e São
Bernardo do Campo: 37,5%. Não foram utilizados os dados dos levantamentos de 1986 e 1987 para
se evitar que possíveis problemas dos estágios iniciais da pesquisa ficassem fora do estudo.
Foram testados nesse estudo:
•
•
todos os indicadores/variáveis componentes dos dois métodos em estudo;
os dois métodos em estudo.
Os testes foram realizados tendo em vista as seguintes hipóteses de trabalho:
•
•
os indicadores componentes dos métodos em estudo não têm estabilidade ao longo do
tempo;
os métodos em estudo são constituídos por indicadores instáveis e, em conseqüência, são
também instáveis ao longo do tempo.
A análise dos dados foi realizada através da construção de tabelas de freqüências relativas e
realização de testes de significância para proporções entre várias populações com variáveis de 2
categorias e mais de 2 categorias. Esses testes foram efetuados objetivando verificar, para três
diferentes níveis de significância: 1%, 5% e 10%, se havia diferença significativa entre as proporções
obtidas nos diversos levantamentos para um determinado valor da variável e as proporções
esperadas. Havendo diferença significativa, concluía-se que a variável não apresentava estabilidade
para aquele valor ou categoria da variável entre as proporções observadas e esperadas de cada
levantamento, e vice-versa.
As variáveis/indicadores testados foram o número de: rádios, TV em cores, automóveis, aspiradores
de pó, máquinas de lavar roupa, videocassetes, empregadas mensalistas, geladeiras, banheiros e
nível educacional do chefe da família.
Resultados
A seguir estão os resultados obtidos. Para cada variável/indicador analisado são apresentados a sua
tabela de freqüências, ao longo do período pesquisado, e o resultado do teste para verificar a sua
estabilidade.
Como pode ser observado na Tabela 1, para algumas quantidades de rádios possuídos há uma
variabilidade muito grande, demonstrando instabilidade para esse indicador. Como exemplo, para a
quantidade zero, no período 03/93, houve uma incidência de 17,86%, enquanto que, para o período
0/91, foi de 2,72%. Analogamente, pode ser observado que a quantidade 1, no período de 03/88,
apresentou uma incidência de 44,28%, enquanto que, para o período 03/93, foi de 27,68%. Nota-se
também que a quantidade de rádios é um indicador discriminador pela distribuição desconcentrada
que tem. O resultado do teste, na Tabela 2, apontou que, das dez opções de valores possíveis para
a variável rádio, sete apresentaram estabilidade ao longo dos períodos, enquanto que três não, ao
nível de significância de 1%, indicando não haver estabilidade completa para esse indicador.
A análise da Tabela 3, de freqüências relativas para o número de TV em cores, aponta para uma
instabilidade desse indicador. Pode ser observado que, para as quantidades zero e um, há uma
tendência declinante (de 64,43% em 03/88 para 53,33% em 03/94), enquanto que, para as
quantidades 2 e 3, há uma tendência crescente. Os resultados do teste de igualdade de proporções
para TV em cores, da Tabela 4, indicam que, para todas as quantidades realmente relevantes em
termos de incidências, o indicador TV em cores não apresentou estabilidade, ao nível de
significância de 1%.
Tabela 1 - Freqüências relativas - Rádio
Período
Qtde 0
Qtde 1
Qtde 2
Qtde 3
Qtde 4
Qtde 5
Base
(%)
(%)
(%)
(%)
(%)
(%)
n
03/88
3,63
44,28
27,40
12,70
7,26
4,71
550
09/88
4,17
35,93
30,85
17,42
8,17
3,45
550
03/89
4,90
40,11
28,68
16,52
5,26
4,54
550
09/89
3,81
39,56
30,85
16,33
4,90
4,53
550
09/90
5,26
39,38
29,95
12,52
7,99
4,90
550
03/91
3,09
35,57
33,58
17,42
5,08
5,26
550
09/91
2,72
40,29
28,86
15,97
7,62
4,54
550
03/92
14,68
37,30
25,99
13,22
5,58
3,24
680
09/92
13,63
29,72
29,23
15,93
6,90
4,59
608
03/93
17,86
27,68
25,74
16,52
7,44
4,77
671
09/93
6,00
30,83
32,17
17,17
7,50
6,34
599
03/94
4,67
30,67
31,33
15,83
8,00
9,30
599
Tabela 2 - Resultado do teste da Igualdade de proporções - rádio
Qtde.
Valor do qui-
Diferença
Diferença
Diferença
quadrado
calculado
significativa com
significativa com
significativa com
α = 10%
α = 5%
α = 1%
0
254,61
sim
sim
sim
1
48,34
sim
sim
sim
2
13,17
3
12,86
4
14,06
5
29,33
sim
sim
sim
6
13,43
7
19,50
8
3,00
9
11,00
GERAL
424,63
sim
sim
sim
sim
Tabela 3 - Freqüências relativas - TV em cores
Período
Qtde 0
Qtde 1
Qtde 2
Qtde 3
Qtde 4
Qtde 5
Base
(%)
(%)
(%)
(%)
(%)
(%)
n
03/88
15,06
64,43
17,06
2,54
0,91
0,00
550
09/88
11,98
66,61
17,97
2,54
0,73
0,18
550
03/89
13,97
62,25
19,24
3,99
0,36
0,18
550
09/89
13,25
63,88
18,51
3,63
0,54
0,18
550
09/90
12,16
58,08
23,96
4,54
0,73
0,54
550
03/91
8,71
60,98
23,41
5,99
0,91
0,00
550
09/91
8,89
59,53
24,32
6,53
0,54
0,18
550
03/92
20,12
51,84
22,76
4,11
1,03
0,15
680
09/92
17,73
51,56
22,99
6,24
1,31
0,16
608
03/93
21,58
48,51
22,32
6,55
0,89
0,15
671
09/93
9,33
54,83
25,67
8,33
1,33
0,50
599
03/94
10,00
53,33
28,83
6,00
1,17
0,67
599
Tabela 4 - Resultado do teste da Igualdade de proporções - TV em cores
Qtde.
Valor do quiquadrado
calculado
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
a = 10%
a = 5%
a = 1%
0
93,83
sim
sim
sim
1
40,17
sim
sim
sim
2
33,90
sim
sim
sim
3
39,44
sim
sim
sim
4
8,37
5
15,00
GERAL
234,49
sim
sim
sim
Tabela 5 - Freqüências relativas - automóveis
Período
Qtde 0
Qtde 1
Qtde 2
Qtde 3
Qtde 4
Qtde 5
Base
(%)
(%)
(%)
(%)
(%)
(%)
n
03/88
40,47
46,28
10,71
2,36
0,18
0,00
550
09/88
39,38
44,10
13,79
2,00
0,54
0,00
550
03/89
40,11
43,92
14,70
1,09
0,18
0,00
550
09/89
37,75
45,55
13,25
2,54
0,36
0,54
550
09/90
37,57
45,37
13,79
2,36
0,91
0,00
550
03/91
36,48
46,28
15,06
2,00
0,00
0,18
550
09/91
36,84
46,46
13,25
2,36
0,54
0,36
550
03/92
46,55
39,94
11,31
1,91
0,29
0,00
680
09/92
43,35
41,05
11,99
2,79
0,66
0,16
608
03/93
44,79
39,29
12,65
2,38
0,60
0,30
671
09/93
40,00
38,83
17,67
2,67
0,67
0,17
599
03/94
37,00
45,67
13,83
2,83
0,17
0,50
599
Tabela 6 - Resultado do teste da Igualdade de proporções - automóveis
Qtde.
Valor do quiquadrado
calculado
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
α = 10%
α = 5%
α = 1%
0
18,91
1
13,34
2
16,41
3
6,66
4
11,17
5
15,00
GERAL
90,00
sim
sim
Como pode ser observado na Tabela 5, de freqüências relativas para automóveis, esse indicador
apresenta poucas variações e grande estabilidade ao longo do período estudado. Os resultados do
teste de igualdade de proporções, Tabela 6, mostra que o indicador automóvel apresenta
estabilidade para todas as quantidades, ao longo de todos os períodos observados, para o nível de
significância de 1%.
Tabela 7 - Freqüências relativas - aspirador de pó
Período
Qtde 0
Qtde 1
Qtde 2
Qtde 3
Base
(%)
(%)
(%)
(%)
n
03/88
48,64
50,27
0,73
0,36
550
09/88
50,64
48,82
0,54
0,00
550
03/89
51,00
47,55
1,45
0,00
550
09/89
54,63
44,10
1,27
0,00
550
09/90
48,82
49,55
1,63
0,00
550
03/91
49,73
48,46
1,81
0,00
550
09/91
48,46
50,45
1,09
0,00
550
03/92
53,74
44,64
1,32
0,30
680
09/92
53,53
45,16
1,31
0,00
608
03/93
56,85
40,92
1,93
0,30
671
09/93
52,17
46,33
1,50
0,00
599
03/94
52,83
46,17
1,00
0,00
599
Como pode ser observado na Tabela 7, o indicador aspirador de pó não apresenta grandes
diferenças na incidência das proporções; no entanto, não parece ser um bom indicador quando se
precisa discriminar vários estratos, pois só assume, praticamente, dois valores: posse e não-posse.
Conforme a Tabela 8, os resultados do teste de igualdade de proporções efetuado mostram que o
indicador aspirador de pó apresenta grande estabilidade, ao longo dos períodos observados.
A análise da Tabela 9, de freqüências relativas do indicador máquina de lavar roupa, indica que há
uma tendência crescente para elevar continuamente o número de possuidores desse item e,
conseqüentemente, a redução dos não-possuidores, o que torna esse indicador instável ao longo do
tempo; além disso, também é pouco discriminador por assumir, praticamente, apenas dois valores:
posse e não-posse. O teste de igualdade de proporções, cujo resultado está na Tabela 10, apontou,
que não há estabilidade para a não posse desse indicador e que há para a posse, ao nível de
significância de 1%.
Tabela 8 - Resultado do teste da Igualdade de proporções - aspirador de pó
Qtde.
Valor do quiquadrado
calculado
0
9,00
1
11,87
2
8,12
3
0,00
4
0,00
GERAL
51,27
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
α = 10%
α = 5%
α = 1%
Tabela 9 - Freqüências relativas - máquina de lavar roupa
Período
Qtde 0
Qtde 1
Qtde 2
Base
(%)
(%)
(%)
n
03/88
37,93
61,71
0,36
550
09/88
33,94
64,97
1,09
550
03/89
36,12
62,25
1,63
550
09/89
39,20
59,71
1,09
550
09/90
32,30
66,79
0,91
550
03/91
27,95
70,78
1,27
550
09/91
29,40
69,51
1,09
550
03/92
36,86
62,11
1,03
680
09/92
33,99
65,19
0,82
608
03/93
33,63
65,18
1,19
671
09/93
28,33
70,33
1,17
599
03/94
28,33
70,50
1,17
599
Tabela 10 - Resultado do teste da igualdade de proporções - máquina de lavar roupa
Qtde
Valor do
Diferença
Diferença
Diferença
qui-quadrado
calculado
significativa com
significativa com
significativa com
α = 10%
α = 5%
α = 1%
sim
sim
sim
0
29,66
1
14,45
2
5,55
3
0,00
4
0,00
GERAL
59,90
Tabela 11 - Freqüências relativas - vídeo cassete
Período
Qtde 0
Qtde 1
Qtde 2
Base
(%)
(%)
(%)
n
03/88
77,31
21,42
1,27
550
09/88
77,86
21,96
0,18
550
03/89
74,41
25,23
0,36
550
09/89
74,05
25,23
0,73
550
09/90
67,88
30,31
1,81
550
03/91
64,79
34,30
0,91
550
09/91
60,80
36,48
2,90
550
03/92
64,76
33,77
1,47
680
09/92
57,96
40,72
1,15
608
03/93
59,08
39,14
1,79
671
09/93
52,83
44,67
2,34
599
03/94
52,00
45,00
2,84
599
A análise da Tabela 11, de distribuição das freqüências relativas de videocassete aponta que há
uma tendência crescente e rápida à redução dos não-possuidores desse indicador e à elevação dos
possuidores, indicando ser essa uma variável extremamente instável e pouco discriminadora pois
assume, basicamente, apenas dois valores: posse e não posse. Notar que, no período do estudo, a
percentagem dos não-possuidores caiu de 77,31% para 52,00%, enquanto o percentual de
possuidores de um aparelho cresceu de 21,42% para 45,00%. Os resultados dos testes efetuados
para videocassete, apresentados na Tabela 12, apontam para a grande instabilidade desse
indicador.
A análise da Tabela 13, da distribuição de freqüências para empregada mensalista, aponta que esse
indicador possui pouca diferenciação na incidência das proporções, ao longo do período
considerado; no entanto, parece ser um indicador não recomendável devido a ser pouco
discriminador pois, além de assumir apenas dois valores: posse e não-posse, é altamente
concentrado em um único valor: não-posse. Os resultados dos testes efetuados, mostrados na
Tabela 14, apontam para uma grande estabilidade desse indicador.
Tabela 12 - Resultado do teste da igualdade de proporções - vídeo cassete
Qtde
Valor do quiquadrado
calculado
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
α = 10%
α = 5%
α = 1%
0
81,15
sim
sim
sim
1
134,45
sim
sim
sim
2
30,39
sim
sim
sim
3
0,00
GERAL
275,53
sim
sim
sim
Tabela 13 - Resultado do teste da igualdade de proporções - empregada mensalista
Período
Qtde 0
Qtde 1
Qtde 2
Qtde 3
Base
(%)
(%)
(%)
(%)
(n.a.) *
03/88
92,92
6,35
0,36
0,36
550
09/88
92,38
7,44
0,18
0,00
550
03/89
93,47
6,35
0,18
0,00
550
09/89
95,46
4,54
0,00
0,00
550
09/90
93,28
6,72
0,00
0,00
550
03/91
92,01
7,62
0,36
0,00
550
09/91
90,02
9,07
0,54
0,36
550
03/92
92,22
7,64
0,15
0,00
680
09/92
92,61
7,06
0,16
0,16
608
03/93
94,35
5,65
0,00
0,00
671
09/93
93,83
5,50
0,33
0,33
599
03/94
92,83
7,17
0,00
0,00
599
(*) na amostra
Tabela 14 - Resultado do teste da igualdade de proporções - empregada mensalista
Qtde
Valor do quiquadrado calculado
Diferença
Diferença
Diferença
0
1,20
1
13,41
2
11,00
3
0,00
GERAL
60,64
significativa com
significativa com
significativa com
α = 10%
α = 5%
α = 1%
Como pode ser observado na Tabela 15 de freqüências relativas do indicador geladeira, há uma
grande concentração de respostas na categoria 1 (posse), não apresentando para esse valor
grandes diferenças nas proporções; no entanto, para a categoria zero (não posse), há grandes
diferenças nas proporções entre os diversos períodos. Cabe notar, também, que o indicador
geladeira é pouco discriminador por apresentar, praticamente, apenas duas opções de respostas:
posse e não-posse, e com uma grande concentração nessa última opção. Os resultados do teste de
igualdade de proporções realizado (Tabela 16) indicam que, para a quantidade zero, esse indicador
não apresenta estabilidade.
Tabela 15 - Freqüências relativas - geladeira
Período
Qtde 0
Qtde 1
Qtde 2
Qtde 3
Base
(%)
(%)
(%)
(%)
n
03/88
2,36
90,20
7,26
0,18
550
09/88
2,36
90,56
7,08
0,00
550
03/89
2,72
88,38
8,53
0,36
550
09/89
3,45
89,11
6,90
0,54
550
09/90
2,72
89,66
7,44
0,18
550
03/91
1,63
88,38
9,26
0,72
550
09/91
2,36
85,84
10,89
0,91
550
03/92
14,10
79,59
5,87
0,44
680
09/92
11,49
82,59
5,75
0,16
608
03/93
15,03
77,38
6,99
0,60
671
09/93
5,17
85,00
9,67
0,17
599
03/94
4,17
87,67
8,00
0,17
599
A observação da Tabela 16, de freqüências relativas do indicador número de banheiros, permite
verificar que há uma grande estabilidade das proporções do número de banheiros, ao longo do
período considerado. Porém, percebe-se, nitidamente, uma grande concentração em um e dois
banheiros, constituindo-se em um indicador pouco discriminador. Os resultados do teste de
igualdade de proporções, apresentado na Tabela 18, confirmou, com um nível de significância 1%, a
grande estabilidade desse.
A análise da Tabela 19, de freqüências relativas do indicador nível de escolaridade, aponta haver
uma grande estabilidade em todas as categorias, até o período de 03/93, tendo os períodos de
09/93 e 03/94 uma incidência de proporções muito diferente dos demais, podendo ter ocorrido algum
problema não detectado durante o levantamento. A Tabela 20 apresenta os resultados do teste de
igualdade das proporções efetuado tendo-se eliminado os períodos 09/93 e 03/94. A análise desses
resultados mostra que essa variável possui uma grande estabilidade, ao longo dos períodos
considerados, ao nível de significância de 1%.
Utilizando-se variáveis/indicadores inadequados, principalmente em relação à instabilidade no
tempo, é razoável que se levante a hipótese de que o modelo resultante seja também instável,
mesmo que, quando no seu início, tenha sido adequado pois, rapidamente, com o passar do tempo,
tenderá a se desatualizar. Para verificar a veracidade ou não dessa hipótese, foram aplicados os
modelos ANEP e ABIPEME aos dados desse estudo e seus resultados foram testados. As
conclusões obtidas estão nas tabelas seguintes.
Tabela 16 - Resultado do teste da igualdade de proporções - geladeira
Qtde
Valor do quiquadrado calculado
0
282,37
1
14,93
2
19,17
3
12,50
GERAL
348,44
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
α = 10%
α = 5%
α = 1%
sim
sim
sim
sim
sim
sim
sim
Tabela 17 - Freqüências relativas - banheiros
Período
Qtde 1
Qtde 2
Qtde 3
Qtde 4
Qtde 5
Base
(%)
(%)
(%)
(%)
(%)
n
03/88
65,19
26,30
5,74
2,59
0,19
540
09/88
63,20
29,37
5,20
1,67
0,38
538
03/89
64,81
24,26
8,15
2,22
0,57
540
09/89
63,02
26,60
6,42
3,02
0,76
530
09/90
64,00
25,33
7,81
2,10
0,57
525
03/91
65,97
24,20
7,56
1,89
0,57
529
09/91
63,96
27,92
4,15
2,64
1,27
530
03/92
62,54
28,64
5,93
2,37
0,18
590
09/92
65,38
23,20
8,47
2,21
0,72
543
03/93
64,92
26,70
5,93
2,09
0,70
573
09/93
67,95
22,07
6,65
2,80
0,53
571
03/94
67,87
21,82
6,01
3,26
1,03
582
Tabela 18 - Teste de igualdade de proporções - banheiros
Qtde
Valor domquiquadrado
calculado
1
2,85
2
15,26
3
15,11
4
5,59
5
5,00
GERAL
83,65
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
α = 10%
α = 5%
α = 1%
Tabela 19 - Freqüências relativas - nível de escolaridade do chefe da família
Período
Categoria1
Categoria 2
Categoria 3
Categoria 4
Categoria 5
Base
(%)
(%)
(%)
(%)
(%)
n
03/88
21,71
32,67
14,97
16,42
14.23
548
09/88
18,03
35,70
16,22
17,30
12.57
549
03/89
18,54
37,27
15,09
17,63
11.45
550
09/89
22,22
34,79
15,49
15,30
11.84
549
09/90
21,35
36,68
14,41
13,87
13.69
548
03/91
20,29
34,36
17,00
14,81
13.53
547
09/91
20,88
32,79
15,02
16,49
14.84
546
03/92
19,60
33,50
15,93
17,92
13.07
597
09/92
19,32
32,85
12,45
19,86
15.52
554
03/93
21,49
31,54
14,39
18,71
13.86
577
09/93
19,72
28,81
11,83
13,37
25.55
583
03/94
16,17
35,19
16,33
17,00
15,32
594
Legenda :
Categoria
Descrição
1
analfabeto e primário (primeiro ciclo do 1o. grau) incompleto.
2
Primário (primeiro ciclo do 1o. grau) completo e ginasial (segundo ciclo do 1o. grau)
incompleto.
3
ginasial (segundo ciclo do 1o. grau) completo, colegial (segundo grau) incompleto.
4
colegial (segundo grau) completo e superior (terceiro grau) incompleto
5
superior (terceiro grau) completo ou mais
Tabela 20 - Teste de Igualdade de Proporções para Várias Populações com Variáveis de Duas
Categorias - Escolaridade Agrupada em Cinco Categorias
Categoria
Valor do quiquadrado
calculado
1
5,15
2
5,14
3
5,03
4
9,98
5
5,58
GERAL
146,40
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
Diferença
significativa com
α = 10%
α = 5%
α = 1%
Sim
Sim
Sim
Tabela 21 - Frequências relativas - Critério ANEP
Período
Estrato A (%) Estrato B (%) Estrato C (%) Estrato D (%) Estrato E (%)
Base n
03/88
8,17
28,86
39,38
20,87
2,72
512
09/88
6,72
30,13
41,74
19,06
2,36
505
03/89
8,35
27,95
41,74
18,87
3,09
505
09/89
8,89
25,05
41,92
20,15
3,99
505
09/90
9,07
28,49
38,11
20,15
4,17
496
03/91
8,35
31,76
39,93
17,24
2,72
505
09/91
9,07
33,03
35,57
18,33
3,99
481
03/92
7,64
28,05
30,84
19,24
14,24
558
09/92
9,03
30,21
31,20
18,23
11,33
453
03/93
8,63
27,98
32,14
14,88
16,37
518
09/93
11,13
30,83
37,67
15,33
4,83
523
03/94
10,17
32,00
35,17
18,00
4,67
514
Pontos
35 ou +
21 a 34
10 a 20
5a9
0a4
A análise da Tabela 21, que apresenta as freqüências relativas resultante da aplicação do Critério
ANEP ao banco de dados, indica claramente que os estratos C e E apresentam grandes diferenças
nas proporções, ao longo dos períodos pesquisados, denotando parecer não haver estabilidade.
Percebe-se também que o estrato A, além de já estar superdimensionado em 03/88, continua com a
tendência a crescer, como se pode observar nos períodos 09/93 e 03/94, justamente pelas razões já
expostas nesse trabalho de que os indivíduos passam, por diversas razões, a terem acesso a bens
de consumo que, anteriormente, não possuíam, mas que não pode ser caracterizado como mudança
de estrato social. Os testes efetuados com os dados da Tabela 21, cujos resultados estão na Tabela
22, apontam que, principalmente, os estratos C, D e E não possuem estabilidade nas suas
proporções de incidência, ao longo do tempo, para os diversos períodos observados, ao nível de
significância de 1%, excetuando-se os períodos de 03/88, 09/88 e 03/89, já que o período de 03/88
foi tomado como base para comparação. Conforme havia sido previsto, a hipótese de que esse
modelo não é estável ao longo do tempo se confirma.
Tabela 22 - Resultados do teste da Igualdade de proporções - Critério ANEP - por período e estrato
Período
Estrato A
Estrato B
Estrato C
Estrato D
Estrato E
* **
*
03/88
09/88
03/89
09/89
* **
09/90
* **
* **
03/91
09/91
*
03/92
* ** ***
* ** ***
*
09/92
* ** ***
* ** ***
* ** ***
03/93
* ** ***
*
* ** ***
09/93
* ** ***
03/94
*
* ** ***
*
* **
* ** ***
Legenda: * α = 10% ** α = 5% *** α = 1%
Comparando-se os tamanhos obtidos para os cinco estratos ao longo do período analisado com os
tamanhos quando o Critério foi adotado verifica-se que a distorção que vai se acumulando ao longo
do tempo é muito grande. Em 1982, quando foi implantado o Critério ABA-ABIPEME (atual Critério
ANEP), a sua aplicação a uma amostra de 1712 domicílios, em São Paulo e Rio de Janeiro, apontou
a seguinte incidência de estratos e que, comparada com a deste estudo, apresentou as seguintes
diferenças:
Classe A
1982
1994
5,8%
10,17%
Diferenças em relação ao levantamento de 03/94
quase duplicou
Classe B
11,8%
32,00%
quase triplicou
Classe C
29,2%
35,17%
cresceu quase 6 pontos percentuais
Classe D
41,6%
18,00%
ficou reduzida a menos da metade
Classe E
11,6%
4,67%
ficou reduzida a menos da metade
Tabela 23 - Frequências relativas - ABIPEME - após 1991
Período
Estrato A
Estrato B
Estrato C
Estrato D
Estrato E
Base
(%)
(%)
(%)
(%)
(%)
n
03/88
1,27
18,51
34,66
30,67
14,88
512
09/88
0,36
19,78
38,11
30,85
10,89
505
03/89
1,09
17,60
36,66
31,94
12,70
505
09/89
2,00
17,97
33,76
31,40
14,88
505
09/90
2,18
21,05
33,39
28,31
15,06
496
03/91
1,27
21,42
40,47
27,22
9,62
505
09/91
1,63
25,41
34,66
25,95
12,34
481
03/92
1,32
20,26
34,65
22,03
21,73
558
09/92
1,31
24,47
33,00
21,35
19,87
453
03/93
1,49
22,92
34,23
18,90
22,47
518
09/93
2,50
27,50
25,83
22,50
11,67
523
03/94
2,00
26,17
37,50
22,17
12,17
514
Pontos
89 ou +
59 a 88
35 a 58
20 a 34
0 a 19
Tabela 24 - Resultados do teste da igualdade de proporções - Critério ABIPEME - Por Período
Período
Estrato A
Estrato D
Estrato E
* ** ***
* **
*
* ** ***
* ** ***
03/89
* ** ***
* ** ***
09/89
* ** ***
* ** ***
09/90
* **
03/91
* **
03/88
09/88
**
Estrato B
Estrato C
*
*
* ** ***
*
09/91
03/92
* **
* ** ***
09/92
* ** ***
* ** ***
03/93
* ** ***
* ** ***
09/93
* ** ***
*
*
03/94
*
* **
Legenda: * α = 10% ** α = 5% *** α = 1%
A análise da Tabela 23 indica que também o modelo da ABIPEME, desenvolvido em 1991 e
colocado em prática após 1991, apresenta problemas semelhantes ao anterior. Apesar de o estrato
A se apresentar com uma proporção menor e mais de acordo com a realidade do país, também
possui uma tendência crescente, idêntica ao modelo anterior, devido às mesmas razões
apresentadas. O estrato B também apresenta tendência crescente, enquanto o estrato D, tendência
declinante. Conforme pode ser observado na Tabela 24, os resultados do teste com o Critério
ABIPEME mostram que também esse modelo não tem estabilidade, ao longo do tempo, pois ao
menos três de seus cinco estratos, não possuem estabilidade, com o nível de significância de 1%.
Indicando que também para esse modelo, conforme havia sido previsto, a hipótese de que não é
estável ao longo do tempo foi confirmada.
Conclusões
Pelo resumo apresentado no Quadro 1, pode-se concluir que das oito variáveis/indicadores que
compõem o Critério ANEP e dos dez que compõem o Critério ABIPEME, apenas dois podem ser
considerados adequados, levando-se em consideração a estabilidade da ocorrência de suas
proporções, ao longo do tempo, e o poder discriminador de estratos determinado pelo campo de
variação da distribuição da variável/indicador: número de automóveis e nível educacional. A
inadequação da maioria das variáveis/indicadores utilizados constitui-se na principal causa
responsável pelas inúmeras reclamações e insatisfações existentes com a utilização desses
modelos.
Conseqüentemente, as inadequações apresentadas pelas variáveis/indicadores componentes dos
dois modelos estudados levam à concluir que ambos também se apresentam inadequados para
serem utilizados, pois apresentam instabilidades ao longo do tempo. Essa instabilidade é advinda,
conforme o estudo mostrou, do fato de que produtos, devido a estratégia de desnatação de mercado
praticada pelas empresas, têm seu consumo restrito as classes mais privilegiadas. Porém, à medida
que a empresa for alterando o preço para baixo, seguindo a mesma estratégia, estratos sociais de
menor poder aquisitivo passam a ter acesso a esses produtos e não, o contrário, como fica implícito
nos métodos estudados (a posse dos produtos determinam o estrato social dos indivíduos e
famílias). Essa pratica tem feito com que os estratos elevados da população, medidos pelos dois
métodos analisados estejam constantemente em crescimento e que os de menor poder aquisitivo
estejam, constantemente diminuindo, não correspondendo à realidade vivida pelo país nos últimos
20 anos, e induzindo os profissionais de Marketing e de Comunicação e os anunciantes a
cometerem erros de avaliação de potenciais de mercado e de audiência dos veículos de
comunicação.
O estudo permite concluir que se faz urgente que métodos mais adequados de estratificação
socioeconômica sejam adotados no Brasil e que não tenham as deficiências dos atuais apontadas
pelo presente estudo.
Quadro 1 - Resumo dos resultados dos testes efetuados e conclusões sobre as variáveis e
indicadores componentes dos Critérios ANEP e ABIPEME
Variável/Indicador
Resultado
Motivo
Rádio
Não adequado
Instável
TV em cores
Não adequado
Instável
Automóvel
Adequado
Estável e discriminador
Aspirador de pó
Não adequado
Estável, porém não discriminador
Máquina de lavar roupa
Não adequado
Estável, porém não discriminador
Vídeo cassete
Não adequado
Instável e não discriminador
Empregada mensalista
Não adequado
Estável, porém não discriminador
Geladeira
Não adequado
Instável e não discriminador
Número de banheiros
Não adequado
Estável, porém não discriminador
Nível educacional
Adequado
Estável e discriminador
Anexo
Quadro 1 - Atual Critério ANEP (Critério ABA/ABIPEME de 1982)
Nº de ítens possuídos
Ítem
0
1
2
3
4
5
6e+
Televisor
0
2
4
6
8
10
12
Rádio
0
1
2
3
4
5
6
Banheiro
0
2
4
6
8
10
12
Automóvel
0
4
8
12
16
16
16
Empregada
0
6
12
18
24
24
24
Posse de:
Pontos
Aspirador de Pó
5
Máquiina de Lavar Roupa
2
Grau de instrução do chefe da
família
Pontos
Analfabeto ou primário incompleto
0
Primário completo
1
Ginásio Completo
3
Colégial Completo
5
Superior Completo
Classe A (rica)
10
35 ou +
Classe B (média alta)
21 a 34
Classe C (média média)
10 a 20
Classe D (média pobre)
5a9
Classe E (pobre)
0a4
Fonte: Revista Mercado Global, janeiro/fevereiro, 1984, p. 47.
Quadro 2 - Critério ABIPEME (Nova Proposta para o Critério ABA/ABIPEME)
Nº de ítens possuídos
Ítem
0
1
2
3
4
5
6e+
Televisor
0
4
7
11
14
18
22
Rádio
0
2
3
5
6
8
9
Banheiro
0
2
5
7
10
12
15
Automóvel
0
4
9
13
18
22
26
Empregada Mensalista
0
5
11
16
21
26
32
Posse de:
Pontos
Aspirador de Pó
6
Máquiina de Lavar Roupa
28
VCR - vídeo cassete
10
Geladeira
7
Grau de instrução do chefe da
família
Pontos
Analfabeto ou primário incompleto
0
Primário completo
5
Ginásio Completo
10
Colégial Completo
15
Superior Completo
Classe A (rica)
21
89 ou +
Classe B (média alta)
59 a 88
Classe C (média média)
35 a 58
Classe D (média pobre)
20 a 34
Classe E (pobre)
0 a 19
Fonte: ALMEIDA, Pergentino M. e WICKERHAUSER, Hilda. O Critério ABA/ABIPEME - em Busca de Uma
Atualização. Um estudo e uma proposta submetidos à A.B.A. e à ABIPEME. Documento de circulação restrita da ABA
da ABIPEME, São Paulo, 1991, p. 23.
Referências bibliográficas
ALMEIDA, Pergentino M. e WICKERHAUSER, Hilda. O Critério ABA/ABIPEME - em Busca de
Uma Atualização. Um estudo e uma proposta submetidos à ABA e à ABIPEME. Documento de
circulação restrita da ABA e da ABIPEME, São Paulo, 1991, p. 23.
CHAPIN, Stuart. The Measurement of Social Status. University of Minnesota Press, 1933.
Folha de São Paulo. Anunciantes Rejeitam Redefinição de Classes, 30 de setembro de 1991, p.
3-8.
Gazeta Mercantil. Grandes Empresas Formam Associação Dissidente. 15 de janeiro de 1992, p.
34.
GUTTMAN. Louis. A Revision of Chapin’s Social Status Scale. American Sociological Review, 7,
1942, 362-369.
Revista Mercado Global. O Critério ABA/ABIPEME. Janeiro/Fevereiro de 1984, pp. 41-84.
MATTAR, Fauze Najib. Estudo para Estratificação Social para Utilização em Marketing e Pesquisas
de Marketing - Proposta de Novo Modelo para Estratificação Socioeconômica. Tese de Livre
Docência. Universidade de São Paulo - Faculdade de Economia, Administração e
Contabilidade - Departamento de Administração, São Paulo: 1996.