RESULTADOS DO IMPACTO DO PROFMAT NA CARREIRA DOCENTE

No documento FUNDAÇÃO GETULIO VARGAS ESCOLA DE POLÍTICAS PÚBLICAS E GOVERNO (páginas 50-60)

4 RESULTADOS

4.1 RESULTADOS DO IMPACTO DO PROFMAT NA CARREIRA DOCENTE

A partir da base de dados final, formada para a avaliação do impacto da política pública na carreira docente, foram calculadas as médias das somas dos salários médios anuais dos discentes do PROFMAT (atualizados para o ano-base de 2018), separadas por grupos de titulados e não titulados. No Gráfico 1, representam-se as curvas de tendências das médias calculadas dos salários médios anuais, obtidos para o grupo de professores que se titularam ao longo do período de janeiro de 2013 a dezembro de 2018 e para o grupo de não titulados no mesmo intervalo de tempo.

Gráfico 1 – Tendências salariais – participantes do PROFMAT titulados e não titulados

Fonte: Cadastro Discentes CAPES e RAIS – elaboração própria.

Observamos no gráfico, uma distinção marcante entre esses grupos, sendo a média da soma dos salários médios anuais dos discentes titulados sempre maior que a média dos não titulados, mesmo anterior à titulação.

No gráfico 2, apresentam-se os histogramas construídos a partir da distribuição de frequências dos salários médios anuais. Esses histogramas compreendem a totalidade das 54.825 observações, contendo, portanto, os mesmos professores nos diferentes anos. O PROFMAT titulou 5.525 discentes de um total de 11.858 alunos ao longo do período

2013-7.588,18 7.750,23 8.017,21 8.570,61 8.636,16

6.196,96 6.224,37 6.309,65 6.564,00 6.464,39

Tendências Salariais - Salários Médios - Valores Reais (ano base 2018)

Titulados Não Titulados

2021. Em alguns anos, havia docentes que possuíam mais de um emprego, trabalhando simultaneamente em municípios diferentes, resultando, por força da metodologia adotada, em observações repetidas.

Gráfico 2 – Distribuição de frequências dos salários dos participantes do PROFMAT

Fonte: Cadastro de Discentes CAPES e RAIS – elaboração própria.

Essas repetições consistem no registro do mesmo salário médio total anual, ou seja, a soma de todos os seus salários naquele ano, para o professor que trabalhou, simultaneamente, em diferentes municípios em um determinado ano. Nesse gráfico, observamos que a distribuição de frequências se aproxima da distribuição normal. Esse fato simplifica a análise das médias salariais no sentido possibilitar o uso de testes estatísticos paramétricos, como o teste t, para os dois grupos e avaliar a hipótese nula de que as médias dos salários médios totais anuais de cada um dos grupos, antes e depois do tratamento, são estatisticamente diferentes.

Na Tabela 2, resume-se a estatística descritiva dos dois grupos. As análises foram separadas entre a base inicial, na qual há lançamentos repetidos para o caso do docente que trabalha em mais de um município, e uma base em que foram retiradas essas repetições. Na base sem repetições, o total de lançamentos existentes contém 40.041 observações, uma para cada discente participante com dados existentes na RAIS (2014 a 2015). A base sem repetições foi elaborada com o intuito de se calcularem as médias dos salários médios anuais, considerando-se apenas os indivíduos sem a vinculação aos municípios em que trabalham. O objetivo é verificar se a diferença salarial entre tratados e não tratados permanece

estatisticamente significativa, quando se consideram, apenas, os salários dos indivíduos uma única vez em cada ano, e que as repetições lançadas na base utilizada para a regressão do modelo proposto não alteram o padrão das tendências salariais observadas no Gráfico 1. Aplicar o método de diferenças-em-diferenças na base sem repetições permite fazer uma comparação dos resultados e avaliar se a ausência de repetições produz efeitos opostos àqueles observados na base com repetição. Realizou-se o teste estatístico t na base sem repetições para se confirmar a hipótese alternativa de que as médias dos salários dos tratados antes e depois do tratamento são diferentes. O mesmo teste foi realizado para as médias dos salários dos não tratados nessa base.

Tabela 2 – Estatística descritiva dos dados salariais dos participantes do PROFMAT

Grupo Analisado Salário Médio Desvio Padrão n Base com repetições – Tratados (titulados) 8.118,24 4.093,39 35.215 Base com repetições – Não tratados (não titulados) 6.359,19 3.624,67 19.610 Base sem repetições – Tratados (titulados) 7.858,71 4.122,13 25.555 Base sem repetições – Não tratados (não titulados) 6.014,09 3.673,30 14.486

Fonte: cadastro de discentes da CAPES RAIS – elaboração própria.

A partir dessa separação entre a base com repetições e a base sem repetições, construímos as frequências relativas das ocorrências observadas para os salários médios anuais dos participantes, juntamente às respectivas curvas normais, conforme os gráficos 3 e 4 abaixo.

Na base com repetições, os participantes do PROFMAT, que trabalham em mais de um município, têm um outro lançamento com os mesmos salários médios anuais, mas diferentes características sociais para cada município em que mantém vínculo de trabalho.

Gráfico 3 – Histogramas: salários médios anuais anos 2014 a 2018 – titulados e não titulados

Fonte: cadastro de discentes da CAPES RAIS – elaboração própria.

A utilização dessa base com repetições visou registrar a presença do discente do PROFMAT que atua em mais de um município, mas que trabalha em cada um deles como um professor cuja remuneração é a soma de todos os salários recebidos, ou seja, um profissional de um percentil de distribuição salarial mais elevado e, consequentemente, pertencente a uma curva de oferta de mão de obra diversa daquela cuja remuneração total é destacadamente diferente. Observa-se que os histogramas são semelhantes à forma (assimetria e curtose), diferindo nas médias dos salários para os grupos semelhantes (Titulados e Não Titulados).

Conforme se verifica na curva de tendências salariais, os salários médios anuais dos titulados mantêm-se acima dos salários dos professores não-titulados no período observado. O valor médio dos salários médios totais calculado para os professores tratados em cada um dos anos observados inclui os discentes já titulados e aqueles ainda por titular. Ainda assim, as médias anuais desses discentes são superiores às dos não titulados. Essa observação justifica a média geral dos salários médios anuais de todos os titulados, calculada para o período de 2014 a 2018 avaliado, no valor de R$ 8.118,24, maior que a dos não titulados no mesmo intervalo de tempo (Gráfico 3). A avaliação sem repetição visa permitir uma análise dos resultados obtidos a partir da base utilizada no modelo proposto da equação (5). Observando-se as mesmas tendências nos resultados obtidos com base em ambos os grupos de dados, deduz-se que a presença de lançamentos repetidos não introduz fatores capazes de enviesar ou invalidar as conclusões quanto ao efeito do programa na carreira do discente, considerando-se as limitações derivadas dos dados disponíveis e de análises de impacto retrospectivas como a utilizada no estudo.

Gráfico 4 – Histogramas: anos 2014 a 2018 sem repetições – titulados e não titulados

Fonte: cadastro de discentes da CAPES RAIS – elaboração própria.

Foram observadas diferenças nos valores das médias dos salários médios anuais entre

tratados e não tratados tanto em uma base quanto em outra. De forma similar aos resultados obtidos da base com repetições, a média da totalidade dos salários médios anuais dos tratados (R$ 7.858,71), calculada a partir da base sem repetições, também é maior que a média obtida dos não tratados (Gráfico 4). Ambas as distribuições de frequência relativas têm formas semelhantes àquelas das distribuições de frequência do gráfico 3. Observa-se uma equivalência entre os dados, sugerindo que a presença de valores repetidos não afeta as características estatísticas dos dois grupos e que estas são similares.

Essa similaridade permitirá avaliar a base com repetições, quando forem utilizadas as equações (5) e (6) previstas no modelo de diferenças-em-diferenças, considerando-se as semelhanças entre os dois bancos de dados, especialmente no sentido de se concluir sobre o efeito do programa observado com base nos resultados obtidos na regressão proposta para a aplicação desse método. Por último, no Gráfico 5 apresenta-se a avaliação da distribuição normal dos salários médios anuais para as duas bases estudadas em uma curva quantil-quantil.

Gráfico 5 - Probabilidade normal para os salários médios anuais 2014 a 2018

Fonte: cadastro de discentes da CAPES – INEP - RAIS – elaboração própria.

O bom ajustamento de ambos os dados salariais, com repetição e sem repetição, à curva teórica normal, somado às avaliações das curvas de distribuição de frequências acima, permitem a verificação da aderência das bases aos pressupostos de normalidade da variável de interesse e a aplicação dos testes estatísticos paramétricos, como o teste t, em ambas as bases para avaliar a hipótese nula de que as médias dos salários médios anuais totais dos tratados e

dos não tratados são iguais. A rejeição dessa hipótese implicará a conclusão de que as médias dos salários dos tratados e não tratados são diferentes, considerando-se que as bases utilizadas são amostras do universo de salários médios anuais totais dos docentes do Ensino Básico da rede pública nacional.

Consideradas as avaliações quanto à normalidade da variável “Soma do Salário Médio Anual do Discente do PROFMAT”, utilizada no método de diferenças-em-diferenças, apresentamos os resultados obtidos na aplicação das equações (5) e (6). O teste t realizado na variável “Soma do Salário Médio Anual do Discente do PROFMAT” para o grupo tratado (titulados) e de controle (não titulados) na base com repetição apresentou os seguintes resultados: 1) com relação ao grupo de tratados, T = 1 e D = 1 (salários dos tratados após o tratamento) e T = 1 e D = 0 (salários dos tratados antes do tratamento): t = -70,312, df = 30.104, p-valor ~ 0,00 e médias salariais de R$ 9.815,75 e R$ 6.867,69, respectivamente, e 2) com relação ao grupo de não tratados, T = 0 e D = 1 (salários dos não tratados após o tratamento) e T = 0 e D = 0 (salários dos não tratados antes do tratamento): t = -22,076, df = 8.168,5, p-valor

~ 0,00 e médias salariais de R$ 7.354,79 e R$ 6.023,38, respectivamente.

Em ambos os casos, rejeitamos a hipótese nula de que as médias dos tratados e não tratados sejam iguais. Dessa forma, aplicando-se a equação (4), temos:

𝛽3= (R$ 9.815,75 − R$ 6.867,69)(R$ 7.354,78 − R$ 6. 023,38)= R$ 1.616,66

Nessa primeira abordagem, calculando-se o efeito por meio do método de diferenças-em-diferenças, sem o controle por meio de efeitos fixos e sem os controles individuais dos discentes (𝑋𝑖) previstos na equação (5), obteve-se um impacto positivo na soma dos salários médios anuais dos docentes tratados com um aumento médio de R$ 1.616,66.

Como ressaltado antes, com vistas a comparar o efeito apenas no salário do discente e utilizando a base sem repetições com 40.041 observações, efetuamos os cálculos para a obtenção do impacto, apenas, com essa dimensão. O teste t efetuado para a variável de interesse para o grupo tratado e de controle na base sem repetição resultou: 1) com relação ao grupo de tratados, T = 1 e D = 1 e T = 1 e D = 0; t = -62,63, df = 21.781, p-valor ~ 0,00 e médias salariais de R$ 9.642,89 e R$ 6.555,48, respectivamente, e 2) com relação ao grupo de não tratados, T

= 0 e D = 1 e T = 0 e D = 0, t = -19,228, df = 5.884,30, p-valor ~ 0,00 e médias salariais de R$

6.770,60 e R$ 5.271,22 respectivamente. Da mesma forma que, nos dados com repetição, se rejeita a hipótese nula e se adota a hipótese alternativa de que as médias dos tratados e não tratados são diferentes.

Aplicando-se igualmente a equação (4) para essa base:

𝛽3= (R$ 9.642,89 − R$ 6.555,48)(R$ 7.052,24 − R$ 5.671,92)= R$ 1.707,08

O resultado obtido para a base sem repetições demonstra um impacto positivo com um aumento médio de R$ 1.707,08 nos salários médios totais anuais dos discentes, um valor R$

90,43 a mais que aquele obtido para a base com repetições. Essa diferença é da ordem de 5.6%

do valor obtido para a base de interesse, ou seja, a base com repetições. Dessa forma, a retirada dos lançamentos repetidos afetou mais a média dos não tratados que a média dos tratados tanto antes quanto depois do tratamento. Entretanto, a mesma tendência de impacto positivo foi observada nos dois casos e a diferença calculada é pequena, o que sugere que a presença das repetições não afeta a conclusão sobre o efeito do programa e respectiva ordem de grandeza desse impacto. Utilizando-se o modelo proposto nessa dissertação para a avaliação do impacto do programa PROFMAT, previsto na equação (5), considerando o vetor com as características individuais invariantes do discente participante do programa, tais como o sexo e o número médio de anos de trabalho no período avaliado (2014 a 2018), e introduzindo os efeitos fixos de tempo e indivíduo, obtivemos os resultados descritos na Tabela 3.

Tabela 3 – Regressão Linear Múltipla – equação (5) – efeitos fixos Variável Dependente 𝑌𝑖𝑡

Soma do Salário Médio Anual do Discente do PROFMAT Modelo de Regressão: Efeitos Fixos (tempo e indivíduo) Estimador Erro Padrão Valor-t Pr (>|t|)

Dummy 𝐷𝑃𝐹𝑡 -116,71 64,98 -1,7961 0,07248 *

Dummy 𝑫𝑭𝒊∗ 𝑫𝑷𝑭𝒕 (𝜷𝟑) 1.171,81 71,29 16,437 0,00 ***

Painel desbalanceado: n = 14.869, T = 1-5, N = 54.825

R2: 0,017967

R2 Ajustado: -0,34766

Nota: anos avaliados 2014 a 2018 *p<0.1; **p<0.05; ***p<0.01 Fonte: cadastro de discentes da CAPES - INEP - RAIS – elaboração própria.

Ao formar os dados em painel a partir da base inicial com repetições, foram utilizadas as variáveis “Ano RAIS” e “Cadastro de Pessoa Física do Discente / Código do Município”

como controles de tempo e município (𝛼𝑡, 𝛾𝑚), previstos no modelo descrito na equação (5).

Dessa forma, os resultados procurados, conforme proposto na metodologia, podem ser observados nessa tabela. A regressão avaliou a equação (5) com efeitos fixos para o tempo e

para a combinação professor-município como o indivíduo. Calculou-se o estimador de interesse, que é o termo que mede o impacto do programa (𝛽3), com o valor positivo de R$

1.171,81. A medida obtida para esse estimador revela um impacto médio positivo nos salários médios anuais totais dos tratados pelo PROFMAT. Na Tabela 4, apresentam-se os resultados da regressão, realizada por meio da equação (5), sem os controles individuais e sem o efeito fixo previsto no modelo proposto. Nessa tabela, é possível verificar que – naturalmente – o valor obtido para o estimador procurado (𝛽3) no valor de R$ 1.6161,66 é o mesmo que o obtido por meio do cálculo das médias acima apresentado e descrito na equação (6 ou 4).

Tabela 4 – Regressão Linear Múltipla – equação (5) – sem efeitos fixos Variável Dependente 𝑌𝑖𝑡:

Soma do Salário Médio Anual do Discente do PROFMAT Modelo de Regressão: Múltipla sem efeitos fixos Fonte: cadastro de discentes da CAPES – INEP RAIS – elaboração própria.

Nessas análises, a base de dados utilizada abrangeu todos os participantes com dados no cadastro de discentes da CAPES e com informações disponíveis na RAIS para os anos 2014, 2015, 2016, 2017 e 2018, num total de 54.825 linhas de dados salariais observados, contendo repetições. Ambos os resultados apresentaram efeitos positivos e estatisticamente significativos com o valor p abaixo de 1%, significando que se rejeita a hipótese nula de inexistência de efeito do PROFMAT na renda dos titulados. Foram observados impactos positivos de R$ 1.171,81 para a regressão que avaliou os efeitos fixos para o indivíduo e tempo e o controle das características individuais invariantes dos discentes e um impacto positivo de R$ 1.616,66 para a regressão múltipla sem efeitos fixos e sem controles individuais. A diferença entre esses dois modelos foi de R$ 444,85 e pode ser explicada pela eliminação das variações salariais devidas ao tempo e ao indivíduo, quando foram introduzidos os efeitos fixos e os controles das

características dos discentes previstos no modelo da equação (5). Na Tabela 5, apresenta-se uma comparação entre os resultados do impacto do PROFMAT nos salários médios anuais totais desses discentes, tomados a partir de uma aplicação da equação (5), em que a primeira coluna apresenta a utilização dessa expressão sem os controles das características individuais do discente (𝑋𝑖) e sem os controles por efeitos fixos de indivíduo e de tempo (𝛼𝑡, 𝛾𝑖). O resultado obtido é igual àquele calculado por meio da equação (4 ou 6).

Tabela 5 – Regressão Linear Múltipla – equação (5): modelos com e sem efeitos fixos resumo Variável Dependente:

Salário Médio Anual do Discente do PROFMAT

(I) (II) (III) (IV)

Dummy de tratamento/controle 𝐷𝐹𝑖 844,31*** 704,41***

(40,53) (39,10)

Dummy antes/depois do tratamento 𝐷𝑃𝐹𝑡 1.331,40*** 899,02*** 392,27*** -116,71* (61,48) (59,96) (62,83) (64,98)

Sexo Masculino 1.295,53***

(36,22) Número Médio de Anos na Profissão 194,42***

(3,25)

Nota: (erros-padrão entre parênteses) *p<0.1; **p<0.05; ***p<0.01 Fonte: cadastro de discentes da CAPES – INEP RAIS – elaboração própria.

Na segunda coluna, obtemos o resultado do impacto com a introdução do vetor de características individuais dos discentes (𝑋𝑖), mas apenas com o controle por efeitos fixos de tempo. O valor de R$ 1.722,83, obtido para o coeficiente 𝛽3, é superior ao encontrado na primeira coluna e com efeitos estatisticamente significantes. Esse valor foi calculado com o controle das características individuais dos discentes avaliados e com a captura dos efeitos invariantes não observados nos salários ao longo dos anos analisados por meio da introdução dos efeitos fixos de tempo 𝛼𝑡. O parâmetro 𝛽4 obtido para a avaliação do gênero dos professores

nos resultados indica que indivíduos do sexo masculino ganham, em média, salários médios totais anuais R$ 1.295,53 maiores que os do sexo feminino. O impacto derivado da característica do tempo médio de trabalho de cada professor é um valor de menor relevância. A terceira coluna apresenta o resultado de R$ 1.187,10, relativo ao controle das características particulares dos professores, capturando os efeitos invariantes não observados entre os discentes por meio da introdução de efeitos fixos do indivíduo apenas. É um valor inferior ao obtido com o controle dos efeitos fixos de tempo, mas também estatisticamente significante. Na quarta e última, coluna está o resultado do impacto do PROFMAT na carreira dos docentes participantes do programa, obtido com base na aplicação integral da equação (5), com a introdução dos controles por meio do vetor de características individuais dos docentes 𝑋𝑖 e com o uso simultâneo dos efeitos fixos de tempo e indivíduo 𝛼𝑡, 𝛾𝑖. É o menor dos quatro valores, mas ainda estatisticamente significante, e aponta para um impacto positivo de R$ 1.171,81 na soma dos salários médios anuais dos professores tratados pela política pública.

Tabela 6 – Regressão Linear Múltipla – equação (5) – base sem repetição: com e sem efeitos fixos Variável Dependente:

Salário Médio Anual do Discente do PROFMAT (I-a) (II-a) (III-a) (IV-a) Dummy de tratamento/controle 𝐷𝐹𝑖 883,57*** 729,79***

(47,45) (45,53)

Fonte: cadastro de discentes da CAPES – INEP - RAIS – elaboração própria.

Na Tabela 6, foram inseridos os valores das mesmas regressões, obtidos com a utilização da base sem repetições para comparação. Além disso, apresenta-se o conjunto de resultados com as mesmas tendências apresentadas pela base com repetições, contendo valores muito próximos daqueles descritos na Tabela 5. Essa semelhança aponta para a reduzida interferência das repetições nos resultados obtidos no modelo originalmente proposto.

O valor de acréscimo à soma dos salários médios anuais no valor de R$ 1.171,81, descrito na coluna IV da tabela 5, representa o efeito do PROFMAT nos salários médios anuais dos docentes, em relação ao controle das variações ocorridas em decorrência da passagem do tempo e indivíduo e implica a variação salarial ocorrida em razão de aplicação do programa, considerando-se todas as variáveis de controle propostas, caso não estejam presentes fatores não observados que afetem o grupo tratado igualmente.

4.2 RESULTADOS DO IMPACTO DA TITULAÇÃO NOS RESULTADOS

No documento FUNDAÇÃO GETULIO VARGAS ESCOLA DE POLÍTICAS PÚBLICAS E GOVERNO (páginas 50-60)