Conforme informado anteriormente, foram utilizados neste trabalho os dados constantes da Pesquisa Nacional por Amostragem Domiciliar de 2001. Para que o trabalho fosse realizado foi necessário realizar alguns ajustes no banco de dados. Em primeiro lugar, foram excluídas da amostra pessoas que trabalhavam no serviço público pois a entrada neste setor depende da ocorrência de concurso público e os concursos não seguem, necessariamente, as leis de mercado de oferta e procura, o que poderia influenciar a participação da mulher casada no mercado de trabalho. Igualmente, foram excluídos os indivíduos que trabalhavam em atividades agrícolas. A atividade agrícola é fortemente influenciada por fatores sazonais que poderiam influenciar a oferta de trabalho das mulheres casadas ligadas a este setor. Por razões similares à apresentada para justificar a exclusão dos indivíduos ligados à atividade agrícola foram excluídos os indivíduos residentes em zonas rurais. Nestas regiões toda a economia local está intimamente ligada ao ciclo do bem produzido na região. Em um ano bom para o produto agrícola regional a economia local ficará aquecida e aumentará a oferta de postos de trabalho em um mau ano ocorrerá o inverso. Logo, toda a região é influenciada por fatores sazonais ligados à cultura do bem agrícola o que influenciará a participação da mulher casada no mercado de trabalho.
As pessoas que apresentavam ausência de alguma informação para as variáveis analisadas neste trabalho também foram excluídas. Considerou-se apenas as mulheres com idade entre 24 e 56 anos. As mulheres com idade inferior a 24 anos ou com idade superior a 56 anos tendem a participar menos do mercado de trabalho, seja porque ainda
não começaram suas carreiras profissionais – se encontram em período de preparação (freqüentam a escola) - ou já encerraram sua participação (aposentadoria). Realizados estes ajustes a amostra ficou reduzida a 56.265 mulheres.
A tabela 1 abaixo apresenta as estatísticas descritivas para as variáveis que serão utilizadas nesse trabalho.
Tabela 1 : Estatistica Descritiva das Variáveis Estatística Descritiva para mulheres casadas e
Solteiras
Casadas Solteiras
Variável Média Desv.pad. Média Desv.pad.
Filho06 0,49 0,76 0,28 0,59 Filho717 0,93 1,06 0,66 0,92 Filho18 2,51 0,92 1,70 1,00 Mae 0,26 0,44 0,31 0,46 Branco 0,54 0,50 0,50 0,50 Pardo 0,40 0,49 0,42 0,49 Formal 0,17 0,37 0,25 0,44 Informal 0,12 0,32 0,20 0,40 Flp 0,53 0,50 0,70 0,46 ida1 0,42 0,49 0,36 0,36 ida2 0,36 0,48 0,34 0,47 ida3 0,22 0,41 0,30 0,46 Norte 0,10 0,31 0,10 0,30 Nordeste 0,26 0,44 0,30 0,46 sul 0,17 0,38 0,15 0,35 Sudeste 0,36 0,48 0,34 0,47 Centro 0,11 0,31 0,11 0,31 Agemul 37,49 8,85 39,22 9,48 Educmul 7,82 4,13 7,78 4,36
Quantidade de observações casadas: 41.447 Quantidade de observações solteiras: 14.818
Do total de 56.265 mulheres, 41.447 representam mulheres casadas e 14.818 mulheres solteiras. Fazendo uma análise comparativa das mulheres casadas com as mulheres solteiras, observamos que as mulheres casadas tem mais filhos que as mulheres solteiras em qualquer uma das faixas etárias em que os filhos foram segmentados. Ambas as
mulheres casadas e solteiras apresentam praticamente as mesmas distribuições por raça – 54% das casadas são brancas e 40% são pardas, enquanto 50% das solteiras são brancas e 42% são pardas. 26% das mulheres casadas tem mãe viva, esse percentual sobe no caso das mulheres solteiras para 31%. Como era de se esperar, a mulher solteira participa mais da força de trabalho do que a mulher casada. Em média, 70% das mulheres solteiras participam do mercado de trabalho enquanto, apenas, 53% das mulheres casadas participam do mercado de trabalho. A participação da mulher solteira é superior a da mulher casada em ambos os mercados de trabalho formal e informal. Tanto as mulheres casadas quanto as mulheres solteiras estão mais representadas nas faixas etárias mais baixas do que nas mais elevadas. 78% das mulheres casadas e 70% das mulheres solteiras estão no segmento de idade de 24 a 45 As mulheres casadas e as mulheres solteiras estão localizadas em sua maior parte nas regiões sudeste e nordeste, 62% e 64% das mulheres casadas e solteiras, respectivamente estão localizadas nestas regiões. As mulheres solteiras em média são ligeiramente mais velhas que as mulheres casadas. As mulheres solteiras estão em média com 39 anos enquanto as casadas estão com 37,5 anos. No quesito educação a situação se inverte, as mulheres casadas são ligeiramente mais educadas que as mulheres solteiras. As mulheres casadas tem em média 7,82 anos de estudo enquanto as mulheres solteiras tem em média 7,78 anos de estudo.
V. RESULTADOS EMPÍRICOS
Para as regressões estimadas, foram utilizadas as variáveis descritas na tabela 2:
Tabela 2: Descrição das variáveis utilizadas
Estimando a regressão para as mulheres participantes da força de trabalho encontramos os resultados apresentados na tabela 3.
Tabela 3: Probit – Mulheres participantes da força de trabalho flp dF/dx Std, Err, z P>|z| x-bar [ 95% C,I, ] Filho06 -0,09337 0,00337 -27,67 0,000 0,43167 -0,09998 -0,08676 Filho717 -0,00267 0,00227 -1,17 0,240 0,85503 -0,00713 0,00179 Mae* -0,01640 0,00520 -3,16 0,002 0,27243 -0,02660 -0,00620 Branco* -0,03780 0,00478 -7,90 0,000 0,53117 -0,04717 -0,02844 Csda* -0,19016 0,00464 -38,62 0,000 0,73664 -0,19926 -0,18107 ida2* 0,00310 0,00946 0,33 0,743 0,35333 -0,01544 0,02165 ida3* -0,00625 0,01597 -0,39 0,695 0,23999 -0,03755 0,02505 Norte* -0,05868 0,00784 -7,53 0,000 0,10310 -0,07404 -0,04331 Nordeste* -0,04086 0,00571 -7,18 0,000 0,27180 -0,05204 -0,02967 sul* 0,07022 0,00633 10,89 0,000 0,16445 0,05782 0,08263 Centro* 0,01052 0,00751 1,40 0,162 0,10730 -0,00421 0,02525 Agemul 0,03047 0,00318 9,58 0,000 37,94270 0,02423 0,03670 Agemul2 -0,00052 0,00004 -12,71 0,000 1521,61000 -0,00060 -0,00044 Educmul 0,01858 0,00056 33,39 0,000 7,81088 0,01749 0,01967 Obs. P | .5725051
Pred. P | .5792923 (at x-bar)
(*) dF/dx is for discrete change of dummy variable from 0 to 1 z and P>|z| are the test of the underlying coefficient being 0
Os sinais das variáveis estão de acordo com a teoria do capital humano. A idade e a educação aumentam a probabilidade da mulher
Variável Descrição
filho06 se a mulher tem filhos com idade menor ou igual a seis anos
filho717 se a mulher tem filhos com idade maior ou igual a 7 e menor ou igual a 17 anos mae 1 se a mãe da mulher estiver viva e 0 se não
branco 1 se a mulher é branca e 0 se não csda 1 se amulher é casada ee 0 se não
ida2 se a idade da mulher variar entre 35 e 45 anos ida3 se a idade da mulher variar entre 46 e 56 anos norte 1 se a mulher vive na região norte e 0 se não nordeste 1 se a mulher vive na região nordeste e 0 se não sul 1 se a mulher vive na região sul e 0 se não centro 1 se a mulher vive na região centro e 0 se não centro 5 se a mulher vive na região norte e 0 se não agemul anos de idade da mulher
agemul2 anos de idade da mulher ao quadrado educmul anos de estudo da mulher
participar do mercado de trabalho. O sinal negativo do coeficiente da variável idade ao quadrado indica que a idade como uma proxy para a experiência aumenta a probabilidade da mulher vir a participar do mercado de trabalho porém a taxas decrescentes.
As mulheres que vivem nas regiões nordeste e norte do país tem menos probabilidade de participar do mercado de trabalho em comparação com as mulheres que residem na região base que é a região sudeste. Os coeficientes para cada uma das duas regiões foram de –5,8% e –4,0%, aproximadamente. Indicando que viver na região norte reduz a probabilidade de participação no mercado de trabalho em 5,8% e viver na região nordeste reduz a probabilidade de participação no mercado de trabalho em 4%, comparativamente à probabilidade de participação dos moradores da região sudeste. O resultado faz sentido se avaliarmos que as regiões norte e nordeste do país são as regiões menos desenvolvidas no país. Logo, podemos supor, apesar de não ser o objetivo deste trabalho e entender que estudos precisem confirmar as suposições a seguir apresentadas, que as mulheres nestas regiões talvez apresentem menor nível educacional que as das regiões mais desenvolvidas, ou que os salários pagos para mulheres nestas regiões sejam menores que nas regiões mais desenvolvidas e desincentivem a participação, ou mesmo que questões culturais influenciem uma menor participação feminina nestas regiões. A região sul apresentou sinal positivo no coeficiente indicando que residir naquela região aumenta a probabilidade da mulher participar do mercado de trabalho, comparativamente à região base. O coeficiente para a região central do país não foi estatisticamente significante.
O sinal do coeficiente para a variável referente a raça foi negativo indicando que a mulher ser pertencente a raça branca reduz a participação no mercado de trabalho. O resultado a primeira vista pode parecer contraditório, porém, se lembrar-mos dos trabalhos desenvolvidos por outros pesquisadores, observaremos que via de regra os homens brancos recebem maiores salários pagos no mercado de trabalho, isto permitiria que as suas mulheres não precisassem trabalhar e assim mesmo manterem um bom padrão de vida. Sob este ponto de vista faz sentido a mulher branca ter um probabilidade de participação menor.
As variáveis referentes à existência de filhos apresentam os sinais esperados. O fato da mulher ter filhos de idade inferior a 6 anos impacta negativamente na probabilidade de participação no mercado de trabalho. Se a mulher tiver filho de idade inferior a 6 anos terá sua probabilidade de participação reduzida em aproximadamente 9%, comparando-se com mulheres tenham filhos de idade superior a 18 anos. Apesar do coeficiente para filhos entre 7 e 17 anos ter sido estatisticamente não significante é interessante observar que seu coeficiente é maior que o da idade de até 6 anos, demonstrando que com o passar dos anos a existência de filhos impacta menos na probabilidade da mulher vir a participar do mercado de trabalho.
Uma variável que apresentou sinal não esperado para o coeficiente foi a variável que representa a existência de mãe viva para a mulher estudada. A princípio seria esperado que a existência de mãe viva possibilitaria a mulher participar do mercado de trabalho visto que
poderia deixar os filhos sob cuidados da avó. Logo, o sinal esperado para a variável seria positivo.
Finalmente, a variável indicando o status de casada para a mulher apresentou um grande valor negativo. Segundo apurado, o fato da mulher ser casada reduz em 19%, aproximadamente, a sua probabilidade de participação no mercado de trabalho. Isto nos remete a questão central deste trabalho que é identificar as variáveis que determinam a participação da mulher casada no mercado de trabalho. Para isto, será estimada uma nova regressão, considerando, desta vez, apenas as mulheres participantes do mercado de trabalho que estejam casadas. Os resultados podem ser observados na tabela 4.
Tabela 4: Probit – mulheres casadas participantes da força de trabalho
flp dF/dx Std, Err, z P>|z| x-bar [ 95% C,I, ] Filho06 -0,10441 0,00381 -27,38 0,000 0,48681 -0,11188 -0,09694 Filho717 -0,01061 0,00260 -4,08 0,000 0,92595 -0,01572 -0,00551 Mae* -0,01909 0,00614 -3,11 0,002 0,26077 -0,03113 -0,00705 Branco* -0,03587 0,00561 -6,39 0,000 0,54354 -0,04687 -0,02487 ida2* -0,00107 0,01075 -0,10 0,921 0,35725 -0,02214 0,02000 ida3* -0,00963 0,01881 -0,51 0,609 0,21850 -0,04650 0,02725 Norte* -0,05291 0,00903 -5,85 0,000 0,10387 -0,07062 -0,03521 Nordeste* -0,03132 0,00670 -4,68 0,000 0,26019 -0,04446 -0,01819 sul* 0,07845 0,00735 10,54 0,000 0,17106 0,06404 0,09286 Centro* 0,01536 0,00878 1,75 0,081 0,10659 -0,00185 0,03257 Agemul 0,02781 0,00378 7,36 0,000 37,48610 0,02041 0,03522 Agemul2 -0,00048 0,00005 -9,72 0,000 1483,57000 -0,00057 -0,00038 Educmul 0,01857 0,00066 28,17 0,000 7,82175 0,01727 0,01986 Obs. P | .5267933
Pred. P | .528131 (at x-bar)
(*) dF/dx is for discrete change of dummy variable from 0 to 1 z and P>|z| are the test of the underlying coefficient being 0
Diferentemente do ocorrido quando estimamos a regressão para todo o conjunto de mulheres, a existência de filhos é estatisticamente
significante para qualquer que seja a idade do filho. Os coeficientes apresentaram o esperado sinal negativo e o impacto na participação do mercado de trabalho da mulher casada decorrente da existência de filhos vai diminuindo a medida que eles vão crescendo.
O fato da mulher casada ser branca reduz a possibilidade de participação em aproximadamente 3,6%. Novamente, entendo que a explicação para esse resultado decorre do fato do homem branco – possivelmente o esposo desta mulher – receber maiores salários o que permite que a mulher se mantenha fora do mercado de trabalho.
As mulheres que vivem nas regiões nordeste e norte do país, também no caso das mulheres casadas, tem menos probabilidade de participar do mercado de trabalho em comparação com as mulheres casadas que residem na região base que é a região sudeste Os coeficientes para cada uma das duas regiões foram de –5,2% e –3,1%, aproximadamente. Indicando que viver na região norte reduz a probabilidade de participação no mercado de trabalho em 5,2% e viver na região nordeste reduz a probabilidade de participação no mercado de trabalho em 3,1%, comparativamente à probabilidade de participação dos moradores da região sudeste, estes resultados são ligeiramente superiores aos obtidos com o conjunto de mulheres. A região sul e centro apresentaram sinal positivo no coeficiente indicando que residir naquelas regiões aumenta a probabilidade da mulher participar do mercado de trabalho, comparativamente à região base. As mulheres que residem no sul do país aumentam em 7,8% a possibilidade de participar do mercado de trabalho, comparando-se às que residem na região sudeste. O coeficiente para a região central do país, diferentemente da
estimativa apurada para todo o conjunto de mulheres, foi estatisticamente significante, se bem que apenas ao nível de 10%.
As variáveis idade da mulher, idade da mulher ao quadrado e educação da mulher apresentaram os sinais esperados preceituados pela teoria do capital humano. A idade e a educação aumentam a possibilidade da mulher participar do mercado de trabalho. O sinal negativo do coeficiente da variável idade ao quadrado indica que a idade como uma proxy para a experiência aumenta a possibilidade da mulher vir a participar do mercado de trabalho porém a taxas decrescentes.
Também no caso da mulher casada o fato da possuir mãe viva reduz a participação da mulher no mercado de trabalho. O resultado não seria o esperado para a variável. A princípio, se esperaria que a existência de mãe viva possibilitaria a mulher participar do mercado de trabalho visto que poderia deixar os filhos sob cuidados da avó. Talvez uma explicação para isso seria a de que a mãe da mulher casada poderia ajudá-la não ficando com os filhos mas, principalmente, fornecendo recursos financeiros. Desta forma, a existência de mãe viva produziria efeito idêntico àquele gerado pela maior renda obtida pelo homem branco que possibilita sua esposa de se manter fora do mercado de trabalho, conforme comentado anteriormente.
Finalmente, para efeito de comparação, estimei uma outra regressão para as mulheres solteiras. Os resultados podem ser observados na tabela 5.
Tabela 5: Probit – mulheres solteiras participantes da força de trabalho
flp dF/dx Std, Err, z P>|z| x-bar [ 95% C,I, ] Filho06 -0,04288 0,00706 -6,07 0,000 0,27743 -0,05672 -0,02905 Filho717 0,02557 0,00447 5,71 0,000 0,65663 0,01680 0,03434 Mae* -0,00799 0,00892 -0,90 0,369 0,30503 -0,02547 0,00949 Branco* -0,03748 0,00839 -4,46 0,000 0,49656 -0,05394 -0,02103 ida2* 0,00379 0,01881 0,20 0,841 0,34235 -0,03308 0,04066 ida3* -0,01582 0,02873 -0,55 0,580 0,30011 -0,07214 0,04049 Norte* -0,07000 0,01479 -4,90 0,000 0,10096 -0,09899 -0,04102 Nordeste* -0,06245 0,01011 -6,28 0,000 0,30429 -0,08227 -0,04264 sul* 0,04008 0,01175 3,32 0,001 0,14597 0,01705 0,06312 Centro* -0,00145 0,01353 -0,11 0,915 0,10926 -0,02797 0,02507 Agemul 0,03291 0,00557 5,92 0,000 39,21980 0,02200 0,04382 Agemul2 -0,00053 0,00007 -7,86 0,000 1628,00000 -0,00067 -0,00040 Educmul 0,01733 0,00094 18,29 0,000 7,78047 0,01548 0,01918 Obs. P | .7003644
Pred. P | .714616 (at x-bar)
(*) dF/dx is for discrete change of dummy variable from 0 to 1 z and P>|z| are the test of the underlying coefficient being 0
Algumas variáveis apresentaram resultados bastante interessantes e que merecerão um comentário adicional. Diferentemente do ocorrido quando estimamos a regressão para as mulheres casadas, a existência de filhos na faixa etária de 7 a 17 anos aumenta a possibilidade de participação da mulher solteira no mercado de trabalho. A razão para a alteração do sinal da variável pode ter a seguinte explicação: a mulher solteira não dispõe da ajuda de um esposo que participa do mercado de trabalho para permanecer em casa cuidando da criação dos filhos, logo, necessita voltar ao mercado para prover o seu sustento e o do seu filho. O movimento é similar aos demais casos, a medida que os filhos crescem o impacto que a existência dos mesmos causam à participação no mercado de trabalho da mulher solteira vai diminuindo, a diferença é que nesse conjunto de mulheres o impacto chega ao ponto de ser positivo.
As mulheres solteiras que vivem nas regiões nordeste e norte do país, como no caso das mulheres casadas, apresentam menor possibilidade de participar do mercado de trabalho os coeficientes nestas regiões foram de –7% e –6,2%, respectivamente - para as casadas os coeficientes foram –5,3% e –3,1% A mulheres solteiras que residem na região sul e centro apresentaram sinal positivo no coeficiente indicando que residir naquelas regiões aumenta a probabilidade de participação no mercado de trabalho, o coeficiente para a região foi de 4,0% - no caso das mulheres casadas era de 7,8%. A principal diferença aconteceu na variável relacionada a região centro. O resultado para mulheres solteiras foi de que residir na região centro reduz a sua participação no mercado de trabalho em 0,15% enquanto no caso das mulheres casadas essa viver na região centro aumentava a possibilidade de participação no mercado de trabalho em 1,5%. Em ambos os casos, o coeficiente é estatisticamente significante somente ao nível de 10%. Talvez a resposta para essa alteração de comportamento seja reflexo da região ainda não ser tão desenvolvida quanto as regiões sul e sudeste.
Para as demais variáveis, os resultados obtidos com as mulheres solteiras apresentaram os mesmos sinais obtidos com o conjunto de mulheres casadas, razão pela qual não julgo ser necessário maiores comentários.
VI. CONCLUSÃO
Com base nos resultados observados das regressões estimadas neste trabalho, podemos concluir que de maneira geral as variáveis determinantes da participação mulher no mercado de trabalho brasileiro
seguem o mesmo padrão das variáveis utilizadas em trabalhos realizados por outros pesquisadores em outros países.
Pudemos observar que a existência de filhos impacta negativamente a oferta de trabalho da mulher em geral e da casada em particular. Foi apurado que este efeito diminui a medida que os filhos vão crescendo. Tal característica pode ser observada nos trabalhos de Nakamura e Nakamura (1985), Molho e Elias (1984) e Davies, Elias e Penn (1992). No caso das mulheres solteiras o efeito diminui de maneira tão forte que passa a influenciar positivamente a participação no mercado de trabalho.
As regiões influenciam diferentemente a participação no mercado de trabalho das mulheres casadas que lá residem. Pudemos observar que as mulheres residentes em regiões mais pobres terão menor possibilidade de participar do mercado de trabalho. Ao passo que as mulheres residentes nas regiões mas desenvolvidas do país tem maiores chances de participação. A exceção foi a região centro que apresentou resultados divergentes para mulheres casadas e solteiras, é importante esclarecer que a variável foi estatisticamente significante apenas ao nível de 10%.
As variáveis idade, idade ao quadrado e anos de educação apresentaram os sinais esperados em conformidade com a teoria do capital humano. Tanto a idade quanto a educação aumentam a probabilidade de participação do mercado de trabalho da mulher casada.
Pudemos observar que a raça branca reduz a probabilidade de participação da mulher casada no mercado de trabalho. Esta questão
pode ser explicada pelo fato de que o homem branco via de regra – possivelmente o esposo desta mulher – recebe os maiores salários do mercado, possibilitando a manutenção da esposa fora do mercado de trabalho para se dedicar exclusivamente a criação dos filhos.
Finalmente, foi observado que caso mulher casada possua mãe viva isto reduz a sua participação no mercado de trabalho. O resultado não seria o esperado para a variável. A princípio, se esperaria que a existência de mãe viva possibilitasse à mulher participar do mercado de trabalho visto que poderia deixar os filhos sob cuidados da avó. Talvez uma explicação para esse resultado seria a de que a mãe da mulher casada poderia ajudá-la não ficando com os filhos mas, principalmente, fornecendo recursos financeiros. Desta forma, a existência de mãe viva produziria efeito idêntico àquele gerado pela maior renda obtida pelo esposo branco.
Existem diversos trabalhos que abordam a questão da participação no mercado de trabalho da mulher na literatura. Autores abordam a questão sob a ótica de participação em termos de horas de trabalho outros em termos de salários recebidos - Heckman (1978), Heckman (1981) e Nakamura e Nakamura (1985). Outros estudam os efeitos predominantes na oferta de trabalho da mulher decorrente do desemprego do esposo – Del Boca, Locatelli e Pasqua (2000) e Giannelli e Micklewright (1995)
De fato a discussão tratada neste trabalho não tem a pretensão de abordar todas as questões relativas a oferta de trabalho da mulher casada. Novos trabalhos devem ser levados de forma a identificar outras
variáveis que possam influenciar a participação e abordar a questão sobre outros pontos de análise.
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