Del Boca, Locatelli e Pasqua (2000) estudaram os fatores determinantes da oferta de trabalho da mulher casada utilizando dados do Bank of Italy Survey, I bilanci delle famiglie italiane, para o ano de 1995, que fornecia informações sobre as características individuais e as fontes de renda dos membros de 8.135 famílias italianas. Desde 1993 este banco de dados possui, também, informações sobre a origem das famílias, tais como educação e ocupação dos pais e mães dos entrevistados As autoras levaram em consideração uma sub-amostra de 5.868 casais. Nesta amostra em 28% dos casos ambos esposos trabalhavam e em 29,5% dos casos as mulheres estavam fora do mercado de trabalho. Trabalhos de meio expediente eram mais comuns entre as mulheres do que entre os homens, 15% das mulheres trabalhavam em meio expediente enquanto apenas 1% dos homens apresentavam jornada reduzida de trabalho. As mulheres que trabalhavam apresentaram maior nível de escolaridade do que as que não trabalhavam, 34,7% das mulheres que trabalhavam tinham estudado até o 2º grau (senior high school) e 13,8% apresentavam o diploma universitário, enquanto 81,7% das mulheres desempregadas tinham um nível educacional que variava de nenhum ao 1º grau (middle schooling) e, apenas, 13,2% alcançaram o 2º grau.
As autoras em seguida combinaram a sub-amostra com informações do ISTAT - Italian State Statistics Office –, que é uma base de dados que possui informações regionalizadas de instituições que cuidam de crianças.
As autoras concluíram que existia uma forte semelhança entre o nível educacional dos casais. Os casais apresentaram o mesmo nível educacional para ambos os indivíduos em 68,9% dos casos. Em 83,4% dos casos os maridos tinham um nível educacional maior que o das suas esposas. Este resultado confirmava os achados de Rosseti e Tanda (2000) concluindo que o fenômeno “assortative matting” era bastante forte entre os casais italianos.
Os esposos de mais de 85% das mulheres que trabalhavam também estavam empregados. Nas famílias onde o marido estava desempregado as esposas trabalhavam menos - 31% das esposas participavam do mercado de trabalho – comparando com as famílias onde os maridos estavam empregados - 46%. A maior percentagem de esposas trabalhando pertencia a famílias onde o marido tinha renda elevada. As autoras concluíram, assim, pela inexistência de relação entre alterações econômicas – demissões dos maridos – e busca de emprego pela mulher casada.
Finalmente, as autoras estudaram a oferta de trabalho das famílias italianas com um modelo probit utilizando dados em cross-section. O modelo completo apresentava a seguinte forma:
ε η α δ β+ + + + = X H MH SH L (90)
onde, L representava a propensão da mulher para o trabalho e assumia sinal igual a 1 se a mulher trabalhava e zero se não; X representava um conjunto de variáveis que determinavam o valor do tempo no mercado e
em casa; H era igual a 1 se o esposo não trabalhava e zero caso contrário; M era um indicador que seria igual a 1 se a mãe da mulher trabalhava quando apresentava a mesma idade que a mulher teria na data da pesquisa e S seria igual a 1 se a sogra da mulher trabalhasse quando ela tinha a mesma idade da esposa na data da pesquisa.
As autoras concluíram que, em média, as mulheres empregadas tinham maior nível de educação e menor número de filhos. Eram casadas com maridos com maior nível de educação, maiores rendimentos provenientes do trabalho e menores taxas de desemprego. Viviam em áreas onde existia maior disponibilidade de instituições que cuidam de crianças. Concluíram, ainda, que o fato da mãe e da sogra terem trabalhado era um forte indicador da probabilidade de emprego da esposa.
Nakamura e Nakamura (1985), iniciam seu estudo esclarecendo que modelos de cross-section não são adequados para capturar a continuidade observada no comportamento de emprego das mulheres casadas, pois ignoram os efeitos fixos e persistentes não observáveis dos indivíduos. Por outro lado, a realização de estudos com base em Dados em Painel, que solucionaria a questão, é prejudicada pela pouca disponibilidade deste tipo de dado com qualidade nos países. Heckman (1978) sugeriu que a utilização de uma variável defasada – variável que indicasse se a pessoa trabalhou ou não no ano anterior – poderia servir como uma boa proxy para o efeito da heterogeneidade. Em um trabalho posterior - Heckman (1981)-, porém, chegou a conclusão que modelos com a variável defasada produziam previsões pobres para a movimentação da força de trabalho.
Com base no acima exposto, os autores utilizaram os modelos cross-section padrão, dummy variável - modelo que utilizava uma variável de participação no mercado de trabalho no ano anterior - e, ainda, um outro modelo alternativo que pode ser visto como uma transformação de primeira diferença de uma classe de modelo de comportamento de emprego desenvolvido por Heckman, para simular a probabilidade de uma esposa trabalhar em um determinado ano e então estimar a taxa de salário e as horas anuais de trabalho dessa esposa no ano determinado.
Para realizar a tarefa utilizaram dados de um período de 10 anos, de 1969 até 1978, do Michign Panel Study of Income Dynamics – PSID – de 546 mulheres com idade entre 21 a 64 anos que estavam casadas durante o todo o período de 10 anos e cujos os dados para todas as variáveis incluídas no modelo estavam disponíveis em todos os anos. A amostra foi dividida em duas partes. 364 esposas escolhidas aleatoriamente foram utilizadas em uma forma empilhada na estimação dos modelos – simulação na amostra . As 182 esposas restantes que não foram utilizadas para estimar os modelos tiveram, também, seus resultados apresentados.
No estudo foram utilizadas as variáveis idade da esposa, educação da esposa – medida em anos de estudo -, salário horário médio do estado em que a mulher residia medido com base no valor do dólar de 1967, taxa de desemprego do estado em que a esposa vivia, uma dummy para a existência de um bebê na família, uma dummy para a existência de criança cuja idade fosse inferior a 6 anos e maior que um bebê, a
quantidade de crianças com idade inferior a 18 anos, a renda do esposo medida com base no valor do dólar de 1967. As esposas no estudo foram segmentadas em dois blocos, aquelas cuja idade era inferior a 47 anos e aquelas cuja idade era superior ou igual.
Os resultados obtidos no estudo demonstraram que na questão da distribuição de horas de trabalho anual e na renda anual recebida pelas esposas, ambos os modelos “dummy variável” e “primeira diferença” apresentaram melhores resultados que o modelo “cross-section padrão”, sendo que o modelo de primeira diferença apresentou resultados de simulação mais ajustados em ambos os casos. Com respeito à simulação da distribuição dos anos de trabalho durante o período de 1969-78, os modelos alternativos produziram melhores estimativas que o modelo “cross-section padrão”, sendo que, desta feita, o modelo dummy variável produziu estimativas mais ajustadas.
Molho e Elias (1984) estudaram a taxa de participação na força de trabalho de mulheres casadas na Inglaterra no período de 1968-77. O objetivo dos autores era determinar os fatores econômicos que explicariam a redução dos diferenciais de participação na força de trabalho entre regiões da Inglaterra observada no período de 1961-79.
Foi utilizado no trabalho dados do FES – Family Expenditure Survey – que é uma pesquisa feita de maneira contínua na Inglaterra pelo Escritório para Censo da População e Pesquisas. Informações sobre renda, gastos e status da força de trabalho são coletados de famílias em 11 diferentes regiões. A amostra anual total compreende 11.000 famílias. Os pesquisadores construíram, com base na data em que as famílias
foram entrevistadas , médias trimestrais das variáveis do modelo para o período de 1968-77.
O modelo utilizou a taxa de participação das mulheres casadas como variável endógena. A taxa de desemprego para três grupos distintos (esposas, maridos e outros participantes da família com idade superior a 16 anos), o salário real médio horário de cada grupo, a proporção de famílias que tinham crianças com idades em três faixas (0- 1, 2-4 e 5-16 anos), a proporção de mulheres casadas segmentada em sete diferentes faixas etárias (20-24, 25-34, 35-44, 45-54, 55-69, 60-64, acima de 65 anos), foram as variáveis exógenas escolhidas. Foi utilizado o métodos dos mínimo quadrados – OLS – para estimar os parâmetros de uma função de oferta de trabalho linear. As taxas de participação foram estimadas para cada região.
Algumas variáveis dominaram os resultados obtidos com o modelo, tais como: taxa de desemprego dos homens casados, ganho real horário médio das mulheres casadas, a existência de crianças na família, e a idade das mulheres casadas. A taxa de desemprego da mulher casada e as variáveis relacionadas a outros membros da família com idade superior a 16 anos falharam em aumentar o poder de explicação do modelo. Os ganhos dos homens casados foram considerados altamente colineares com o de suas esposas e portanto foram omitidos.
O coeficiente referente a taxa de desemprego entre homens casados apresentou sinal negativo, indicando um relacionamento inverso entre aquela variável e a taxa de participação das sua esposas. Os coeficientes relacionados às variáveis que se referiam à existência de
crianças na família exibiram, da mesma forma como no caso anterior, a esperada relação inversa com a participação na força de trabalho da mulher casada. O coeficiente da taxa de salário das mulheres casadas apresentou o esperado sinal positivo. O coeficiente da idade da esposa apresentou sinal negativo em todas as regiões com exceção de uma única localidade.
Giannelli e Micklewright (1995), estudaram a participação no mercado de trabalho de mulheres casadas utilizando dados do German Socio-Economic Panel (SEP) do ano de 1984-88. A amostra compreendia 2021 mulheres que se mantiveram continuamente casadas durante os 60 meses, as suas idades variavam entre 20 e 57 anos em 1984. 26% das mulheres trabalharam pelo menos uma vez no período, 25% pararam de trabalhar ao menos uma vez e 34% mudaram o status de participação no período. As mulheres participavam 7% menos do mercado de trabalho quando os esposos estavam desempregados do que quando estavam empregados. Quando as esposas de homens desempregados trabalhavam eram mais comuns em empregos com expediente integral do que em meio período. Quando o homem trabalhava não havia, praticamente, diferença no tamanho da jornada de trabalho da esposa (integral ou meio expediente). Quando o homem recebia seguro desemprego – existiam, naquele período, na Alemanha, três tipos de seguro desemprego - ocorria as mais baixas taxas de participação da esposa, quando o homem não recebia nenhum seguro desemprego a taxa de participação feminina era bastante elevada.
Os autores abordaram a questão utilizando dois modelos diferenciados. No primeiro caso estimaram uma versão de Panel Data de
um modelo logit binário, levando em conta os efeitos fixos não observáveis que poderiam ser correlacionados com o status de desemprego do marido. Quando aplicado o modelo logit binário padrão aos dados, utilizando observações de N até T como uma cross-section gigante, os autores concluíram que o fato do marido estar desempregado estava pouco associado com a probabilidade da esposa vir a participar do mercado de trabalho. O marido estar fora da força de trabalho foi considerado significante para a participação da mulher. A variável dummy para os casos de homens que recebiam seguro desemprego apresentou sinal negativo indicando que reduzia a participação da esposa.
Aplicando o modelo de probabilidade condicional de dois estágios (CL), foi observado que o marido estar fora da força de trabalho estava associado a uma menor participação da esposa, o desemprego do marido trazia pouco impacto na participação da esposa e era negativo, a variável relacionada ao fato marido receber seguro desemprego apresentava uma relação inversa bastante significativa com a participação da esposa e, ainda, que a participação da esposa era menor quando os maridos estavam desempregados no período de 1-6 ou 7-12 meses.
Os autores também estimaram modelos de duração discreta do tempo dos períodos de emprego e desemprego das esposas. Estes modelos permitem a transição de probabilidades dentro e fora de cada estado ser determinada de diferentes formas. Os resultados indicaram a falta de qualquer efeito bem determinado do status do marido no
comportamento da esposa em cada estágio5 – saída da não participação e saída da participação -, existia alguma evidência de que o desemprego no curto prazo do marido (1-6 meses) poderia aumentar a probabilidade de movimento da participação para a não participação. Em contraste com os resultados anteriores o fato do marido receber seguro desemprego não produziu nenhum forte efeito na transição entre status de participação da esposa. O fato do marido estar fora da força de trabalho aumentou a probabilidade da esposa mudar sua posição de não participação para trabalho em tempo integral. Nos casos em que o esposo estava fora da força de trabalho a transição do status da esposa de não participação para trabalho em meio período foi afetada negativamente.
Davies, Elias e Penn (1992), estudaram a participação no mercado de trabalho da mulher casada inglesa utilizando dados do Social Change ande Economic Life Initiative. Este banco de dados possuía informações a respeito da história de trabalho e de variáveis particulares de casais de seis localidades na Inglaterra – Aberdeen, Coventry, Kirkcaldy, Northampton, Rchdale e Swindon. Os dados utilizados no trabalho se referiam a informações prestadas por pessoas pesquisadas no ano de 1986 e 1987 e que moravam juntos em 1987. A base era composta de 1.171 casais, onde, aproximadamente 80% dos maridos e 57% das esposas trabalhavam. Os grupos de esposas e esposos foram divididos em duas faixas etárias - menores ou iguais a 39 anos e maiores ou iguais a 40 anos - sendo que a média das idades das mulheres se encontrava ligeiramente inferior a dos homens. Observou-se que nas famílias em que os esposos estavam empregados em 1987, aproximadamente 60% das esposas também estavam empregadas, enquanto, nas famílias em que
5
o esposo estava desempregado no ano de 1987, somente 33% das esposas estavam empregadas naquele mesmo ano. Nas famílias em que o esposo estava trabalhando, parecia existir uma relação inversa entre a renda do marido e o emprego das esposas, de maneira que, quanto maior fosse a renda dos esposos menor era a proporção das esposas no mercado de trabalho. Os autores, concluíram que existia uma clara correlação entre o crescimento da taxa de desemprego dos maridos com a redução da taxa de empregos das esposas.
Os autores estudaram três modelos logísticos e estabeleceram a superioridade de um modelo logístico normal com pontos finais para identificar as variáveis explicativas da oferta de trabalho da mulher casada. As variáveis utilizadas no modelo foram: o status de emprego do esposo que foi estabelecido através de seis dummies que segmentaram a duração do período de desemprego (i.e., 0, 1-6, 7-11, 12-24, maior que 24 meses), a idade da criança mais jovem na família segmentada em 4 faixas (i.e., <1, <5, <11 e maior ou igual a 11 anos), o número de filhos, a idade e a idade ao quadrado dos maridos e das esposas, ano calendário e ano calendário ao quadrado. Por fim, foram retiradas da amostra casais cuja origem dos indivíduos fosse asiática pois os autores observaram que mulheres de origem asiática tendiam a ter um baixo nível de participação na força de trabalho por questões culturais.
Os coeficientes para a variável idade do filho mais novo apresentaram o sinal esperado (negativo e decrescente com o aumento da idade), indicando que a existência de filhos jovens reduzia a probabilidade da mãe trabalhar e que esse efeito era reduzido com a elevação da idade dos filhos. A variável quantidade de filhos apresentou
sinal negativo para algumas cidades e positivo em outras, não permitindo uma conclusão tão direta como no caso da idade dos filhos. De qualquer forma, o tamanho do efeito dessa variável foi mais modesto comparativamente ao da variável idade do filho mais novo. A variável idade ao quadrado foi colocada para representar o declínio da participação na força de trabalho ao longo da vida apresentando o sinal negativo esperado. As variáveis referente ao ano calendário demonstraram que as taxas de participação na força de trabalho da mulher casada cresceram nas décadas recentes.
Com relação a localidade Rochdale, a pesquisa continha dados do nível educacional do casal. Pode-se observar que esposas com maior nível educacional tinham uma maior participação no mercado de trabalho. Quando a abordagem recaía sobre o nível educacional do marido a análise não era tão direta. Os resultados apresentaram sinal negativo no coeficiente relativo a variável maior nível educacional e apresentaram resultado positivo para a variável outras qualificações significantes. Para as outras localidades os dados referentes ao nível educacional estavam disponíveis para apenas um dos parceiros.
Finalmente, em todas as localidades o período de tempo de desemprego do marido que mais fortemente influenciou a participação da esposa no mercado de trabalho foi o período superior a 12 meses. O efeito dessa variável na participação da mulher casada no mercado de trabalho foi negativo, resultado, a princípio, não esperado pelos pesquisadores.
A metodologia utilizada neste trabalho será apresentada na próxima seção. Os resultados obtidos nos trabalhos acima servirão como referência para avaliação dos resultados obtidos neste trabalho.
III. METODOLOGIA
O trabalho seguirá a metodologia utilizada por Del Boca, Locatelli e Pasqua (2000). Para identificar as variáveis que determinam a participação da mulher casada no mercado de trabalho estimarei um modelo probit utilizando dados de corte. A equação que será estimada tem a seguinte característica
X
n n n Y = +∑
1β
α (91)onde, Y representa a situação de participação no mercado de trabalho da mulher casada e assume-se que o sinal é igual a 1 se a mulher trabalha e zero se não; X representa um conjunto de variáveis que em outros trabalhos já foram testadas como variáveis determinantes da participação no mercado de trabalho.
A regressão probit é uma técnica usada quando a variável dependente é dicotômica, isto é, a variável assume os valores zero ou um. Diferentemente do MQO, o método usado para estimar os parâmetros envolve abordagens não lineares tais como o Método da Máxima Verossimilhança. Para que se possa explicar o comportamento de uma variável dependente dicotômica é necessário utilizar uma FDA, no caso do modelo probit a a função utilizada é a Função de Distribuição
Normal Acumulada. O modelo assume que existe um índice Z(i) que não é observado ou mensurado, mas que está vinculado a uma variável explanatória X(i) que pode ter seus dados coletados. O problema que uma regressão probit resolve é como obter estimativas para a variável explanatória enquanto ao mesmo tempo se procura obter informação sobre as variáveis não mensuradas X(i). A maioria dos programas conseguem estimar esses parâmetros muito rapidamente.
Um dos mais úteis aspectos da regressão probit é que ela apresenta a probabilidade de um evento ocorrer - intervalo entre 0% e 100%. Portanto, dado um conjunto de variáveis independentes você pode prever a probabilidade do evento ocorrer usando uma especificação probit.
Em um modelo de regressão linear, o coeficiente de inclinação de um regressor mede o efeito sobre o valo médio do regressando para uma mudança unitária no valor do regressor.. No modelo probit, como dito anteriormente, que lida com a probabilidade de um evento ocorrer, temos que ser cautelosos ao interpretar o coeficiente de inclinação. No modelo probit a taxa de variação a probabilidade – efeito marginal – é dada por
) (
Z
i jφ
β
em que φ(.) é a função densidade da variável normal padrão eem que
Z
X
X
jik i
i=
β
1+β
2 2 +...+β
, ou seja, o modelo de regressãousado na análise. No modelo probit todos os regressores estão envolvidos no cálculo das mudanças na probabilidade.