Quem Trabalha Muito e Quem Trabalha Pouco no Brasil?
*1Gustavo Gonzaga
PUC Rio/Depto. de Economia
Phillippe George Guimarães Pereira Leite
PUC Rio/Depto. de Economia – IBGE/ENCE – Banco Mundial
Danielle Carusi Machado
PUC Rio/Depto. de Economia
Palavras chave: mercado de trabalho, jornada de trabalho, alocação de tempo, ocupação.
1. Introdução
O debate sobre horas trabalhadas tem se intensificado recentemente, principalmente nos países europeus. Por um lado, há uma preocupação com o efeito de cargas horárias de trabalho extensas sobre a qualidade de vida dos trabalhadores. Por outro, surgem propostas de redução e flexibilização das horas de trabalho como solução para o problema do desemprego.2 No Brasil, a Constituição prevê a jornada de 44 horas semanais e o pagamento de 50% de adicional de horas extras, mas abre espaço para a flexibilização através de acordos coletivos. De fato, tem sido comum o estabelecimento de acordos entre sindicatos e firmas no Brasil que prevêem esquemas com horários alternativos, como adoção do banco de horas e contratação de empregados em tempo parcial.
Não é intenção desse artigo avaliar esses mecanismos institucionais nem o seu impacto sobre o nível de emprego, mas principalmente traçar um perfil da distribuição dos trabalhadores brasileiros em termos de horas de trabalho. É importante frisar que não restringimos o nosso universo aos empregados, incluímos na análise também os
* Trabalho apresentado no XIII Encontro da Associação Brasileira de Estudos Populacionais, realizado em Ouro Preto, Minas Gerais, Brasil de 4 a 8 de novembro de 2002
1 Os autores agradecem à eficiente assistência à pesquisa de Bernardo Silveira e Raquel Tessarrolo. 2 O enfoque desse debate relaciona-se principalmente aos possíveis efeitos positivos que a redução das horas de trabalho teria sobre o nível de emprego, o chamado worksharing. Há uma grande controvérsia sobre esse resultado e muitos autores atualmente argumentam que os impactos negativos podem ser expressivos, não ocorrendo aumento do emprego.
autônomos e empregadores. Desta forma, o número de horas trabalhadas pode ser influenciado por fatores ligados ao mercado de trabalho propriamente dito (fenômenos de oferta e demanda de trabalho), bem como, às variações nos bens e serviços produzidos/oferecidos pelos empregadores e trabalhadores por conta própria.
Na literatura sobre mercado de trabalho brasileiro, existem poucos estudos sobre o tempo de trabalho3 tendo em vista que grande parte das pesquisas foca prioritariamente o total de empregados e o nível de renda dos trabalhadores. O objetivo deste artigo é identificar os trabalhadores que trabalham muito e pouco no Brasil. São analisadas as características dos trabalhadores com jornadas curtas (39 horas ou menos), padrão (40 a 44 horas) 4 e longas (45 ou mais), em que setores e sob que formas de ocupação estão sendo absorvidos na atividade econômica. Utilizamos os dados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios (PNAD/IBGE) nos anos de 1993 e 1999, delimitando o universo5 de análise para os indivíduos com 18 a 61 anos que não freqüentam a escola e que declaram estar ocupados na semana de referência da pesquisa. As variáveis selecionadas foram: experiência profissional6, gênero, posição na família, raça, posição na ocupação, setor de atividade, nível educacional e região de moradia (área metropolitana ou não metropolitana e regiões naturais).
Estimamos as probabilidades do trabalhador pertencer a cada uma das três classes de jornada de trabalho - curta, padrão e longa -- condicionadas em suas características individuais e no seu tipo de ocupação através do uso do modelo estatístico multinomial logístico. Selecionamos duas desagregações – gênero e escolaridade – para identificarmos os principais determinantes das diferenças existentes entre as probabilidades de se estar em uma ou outra classe de jornada de trabalho entre os anos de 1993 e 1999. O aumento da probabilidade de um trabalhador estar com jornada de trabalho longa em 1999 pode estar associado a mudanças em suas características (“efeito característica”) ou, simplesmente porque uma de suas características passa a ser um diferencial a menos para que consiga um emprego com
3 Algumas exceções são: Gonzaga, Menezes-Filho e Camargo (2001) e Machado (1998). 4 Conforme já sublinhado, a jornada de trabalho legalmente estabelecida no Brasil é de 44 horas semanais. Optamos por definir os limites da classe horária padrão como 40 e 44 horas.
5 O universo de análise exclui os trabalhadores rurais, os ocupados na agricultura ou em outras atividades não classificadas pelo IBGE.
6 Experiência profissional é mensurada como sendo a idade do trabalhador menos a idade de entrada no mercado de trabalho.
carga horária de trabalho menor, elevando, portanto, esta probabilidade (“efeito
coeficiente”).7
Na seção 2, descrevemos nossa base de dados e apresentamos a metodologia do modelo utilizado. Na seção 3, apresentamos as estimativas das probabilidades e na seção 4, a decomposição das variações das probabilidades de 1993 e 1999 das desagregações gênero e escolaridade.
2. Descrição dos dados e especificação do modelo
A tabela 1, do anexo I, apresenta a média das horas de trabalho para as diversas desagregações nos anos de 1993 e 1999. A jornada de trabalho média no Brasil em 1999 é ligeiramente reduzida em relação ao ano de 1993 (0,14%), ficando em torno das 43 horas semanais.
No tocante ao gênero, os homens trabalham em média 6 horas a mais que as mulheres, fato estilizado observado em vários países do mundo, e normalmente explicado pela forma de participação das trabalhadoras na economia.8 Como grande parte das mulheres possui um papel fundamental no contexto familiar, acumulam dupla jornada de trabalho (doméstica e profissional). Assim, para um dado nível salarial, elas acabam quase sempre trabalhando um montante de horas usualmente inferior ao dos homens. Entre 1993 e 1999, as trabalhadoras têm um aumento de 0,8% da jornada de trabalho média e os homens uma pequena redução de 0,2%. Esse fato indica uma possível diminuição da distinção da jornada de trabalho de mulheres e homens.
Por escolaridade, ocorre um fenômeno similar: as diferenças entre as jornadas de trabalho dos mais e menos escolarizados são reduzidas em 1999. Destaca-se que no Brasil, ao contrário do que ocorre em outros países,9 os mais escolarizados trabalham menos. Como pode ser visto na tabela 1, nos dois anos, a jornada de trabalho média é maior para os trabalhadores com cinco a oito anos de estudos e menor para os
7A técnica de decomposição da variação da probabilidade entre esses dois anos segue um raciocínio
similar à “Decomposição Oaxaca Blinder”, muito utilizada nos estudos que procuram medir a discriminação no mercado de trabalho. Descrevemos a decomposição utilizada com mais detalhes na seção 3.
8 Muitas vezes a rigidez do trabalho integral dificulta a inserção no mercado de trabalho tendo em vista o peso dado às atividades de lazer e à educação das crianças.
trabalhadores mais educados. Os trabalhadores mais educados são os únicos com elevação da jornada de trabalho média entre 1993 e 1999 – para os que têm de 9 a 12 anos de estudos essa variação é de 1,3% e para os com mais de 13 anos de escolaridade é de 1,4%.
Tanto em 1993 quanto em 1999, os trabalhadores não brancos possuem carga horária de trabalho ligeiramente maior que a dos brancos. Os trabalhadores brancos apresentam redução de 0,3% do número médio de horas trabalhadas de 1993 a 1999, enquanto que o não brancos mantém a mesma carga horária .
Os trabalhadores cônjuges possuem a menor jornada de trabalho média (39,1 horas, em 1999), contudo são os únicos com variação de 2,4% no número médio de horas de trabalho entre 1993 e 1999. Os chefes de família, por outro lado, despendem mais horas no mercado de trabalho e, entre 1993 e 1999, a variação da jornada de trabalho média é negativa em 0,2%. Os resultados dessa desagregação são similares aos apresentados para o corte de gênero, tendo em vista que grande parte dos cônjuges é do sexo feminino.
Entre 1993 e 1999, há um aumento de 0,5% e 0,8% da jornada de trabalho média dos trabalhadores ocupados nos setores serviços e administração pública, respectivamente. Esses dois setores estabelecem usualmente regimes horários menos intensos. Em todos os demais setores, observa-se queda no número médio de horas de trabalho, sendo mais expressiva na construção civil (1%). Os trabalhadores ocupados nesse setor e no comércio são os que cumprem cargas horárias médias de trabalho mais altas, em torno das 46 horas semanais.
Os funcionários públicos são os que menos trabalham em média na semana (cerca de 38 horas) enquanto que os empregadores exercem jornadas de trabalho de aproximadamente 49 horas. Os empregados com carteira de trabalho assinada trabalham em média 44 horas na semana, seguindo assim a legislação. Os empregados sem carteira assinada, por sua vez, são os segundos que exercem a menor jornada de trabalho (aproximadamente 42 horas na semana), seguidos dos trabalhadores por conta própria que trabalham em média 43 horas na semana.
De 1993 a 1999, seguindo de alguma forma a tendência apresentada na análise setorial (aumento da jornada de trabalho média para os trabalhadores ocupados na administração pública), os funcionários públicos têm elevação da jornada média de
trabalho (1,4%). Para os empregados sem carteira e empregadores ocorre redução em torno de 1,1%. Para os empregados com carteira de trabalho assinada e para os trabalhadores por conta própria, a jornada de trabalho permanece em torno das 44 e 43 horas semanais.
Com exceção do Nordeste, onde a jornada de trabalho média está em torno de 42 horas semanais, as demais regiões possuem jornadas médias de trabalho próximas às 44 horas. De 1993 a 1999, para os trabalhadores das regiões menos desenvolvidas (Nordeste, Centro-Oeste e Norte) e da região Sul, há um ligeiro aumento do número médio de horas de trabalho (1%, 0,5% e 0,4%, respectivamente), ocorrendo o inverso para os trabalhadores das regiões Sudeste, onde a jornada de trabalho média é reduzida em 0,8%.
A tabela 2 (ver Anexo I) fornece as freqüências relativas dos trabalhadores para cada classe de jornada de trabalho (curta, padrão e longa). De 1993 a 1999, os trabalhadores ocupados com jornada de trabalho superior às 44 horas semanais reduzem sua participação em 0,9 ponto percentual no total de ocupados. Por outro lado, há aumento da proporção de trabalhadores ocupados com jornadas curtas (0,4 ponto percentual) e padrão (0,5 ponto percentual). No ano de 1999, cerca de 40% dos trabalhadores pertencem aos regimes horários caracterizados como longo e padrão, e 19% dos ocupados cumprem jornada de trabalho curta.
Uma forma de melhorar esta análise é estimar a probabilidade do trabalhador pertencer a uma determinada classe de jornada de trabalho controlando por suas características.
Usamos o modelo multinomial logístico10 para estimarmos a influência das características individuais sobre as probabilidades de um determinado trabalhador pertencer a cada um dos três grupos de jornada de trabalho simultaneamente. Estamos enfatizando não somente a probabilidade de se ter jornada de trabalho curta, mas também de se ter jornada de trabalho padrão ou longa. Não se pode afirmar que trabalhadores cuja probabilidade de ter jornada de trabalho curta é baixa tenham alta probabilidade de possuírem jornada de trabalho longa. Esse trabalhador pode ter uma grande chance de estar cumprindo a carga horária de trabalho legalmente estabelecida
10 Neste modelo existe a hipótese de que não existe ordenação entre as categorias definidas, conforme
(jornada entre 40 e 44 horas), como o que ocorre com os empregados com carteira de trabalho assinada.
As probabilidades do trabalhador em cada uma das três categorias são descritas abaixo:
∑
∑
∑
∑
= = = = + = = + = = + = = = l c j j l l l c j j c c l c j j l p c j j p p x x P longa jornada P x x P curta jornada P x x x P padrão jornada P , ' ' , ' ' , ' , , ' ' ) exp( 1 ) exp( ) ( ) exp( 1 ) exp( ) ( ) exp( 1 1 ) exp( ) exp( ) ( β β β β β β β,∀ j=curta;padrão,longa
Calculamos o impacto de mudanças marginais nas variáveis explicativas xk
sobre as probabilidades Pj. Os coeficientes estimados ( ) não representam
necessariamente a variação percentual da probabilidade do evento ocorrer quando uma determinada variável independente é modificada, ou seja, o efeito marginal, que é calculado conforme abaixo:
βˆ longa padrão curta j P P x P l c j k j j j j k j k ; ; , = ∀ − = ∂ ∂
∑
= β βQuando a variável é discreta (uma dummy para gênero, por exemplo), o efeito marginal mede a diferença entre a probabilidade do indivíduo ter uma ou outra característica. Já quando a variável é contínua, o efeito marginal mede em quanto muda a probabilidade quando há um aumento de 1 unidade desta característica, com por exemplo, um ano a mais de estudo.
O modelo ajustado é composto pelo vetor X de características, dado por:
ε δ λ γ β β β β β β β α µ + ⋅ + ⋅ + ⋅ + ⋅ + ⋅ + ⋅ + ⋅ + ⋅ + ⋅ + ⋅ + = região atividades de setor ocupação na posição raça metrop região estudo de anos domicílio no posição eriência eriência sexo g 7 6 5 4 2 3 2 1 exp exp ) (
Onde, as variáveis que recebem valor 1 são: ser mulher; ser chefe de família11; ser morador da região metropolitana, ser negro/pardo. O símbolo representa um vetor de coeficientes para o conjunto de dummy’s para a posição na ocupação; para o conjunto de dummy’s de setor de atividade e para o conjunto de dummy’s de região.
γ
λ δ
3. Resultados Empíricos
Na tabela 3 apresentamos os resultados da regressão multinomial logística. Os coeficientes estimados, apesar de não descreverem os efeitos marginais, refletem de alguma forma o impacto de mudanças no vetor de variáveis independentes sobre a probabilidade de se ter jornada de trabalho curta, padrão ou longa. Os sinais dos coeficientes indicam, portanto, se o trabalhador ao possuir uma característica individual específica, tem sua probabilidade de estar numa determinada classe de jornada de trabalho aumentada (sinal positivo) ou reduzida (sinal negativo).
Duas formas alternativas e mais intuitivas de interpretar a importância de cada variável na probabilidade do ocupado trabalhar sob os diferentes regimes de jornada de trabalho são mostradas nas tabelas 4 -- onde os efeitos marginais são representados por símbolos -- e 5, onde registramos as variações percentuais.
As setas da tabela 4 indicam se uma determinada característica eleva ou diminui a probabilidade do trabalhador ter uma jornada de trabalho curta. Com relação à posição na ocupação, setor de atividade e região, as variáveis omitidas foram empregadores, construção civil e Norte/Centro-Oeste. Uma melhor forma de visualizar o efeito de um trabalhador ter uma ou outra posição na ocupação, ser de um ou outro setor de atividade e ser morador de uma ou outra região sobre a probabilidade de ter jornada curta é construir um ranking. Os números do ranking mostram a ordenação dessas desagregações de acordo com seu impacto na probabilidade de um trabalhador ser classificado em uma classe de jornada de trabalho específica.
De forma simplificada, caracterizamos a probabilidade dos trabalhadores em cada uma das possíveis classes de jornada de trabalho no ano de 1999, conforme abaixo:
11 Para a regressão, criamos dois grupos de posição na família: chefes e não chefes (filhos, cônjuges e
i. Jornada curta (Jc): a probabilidade aumenta para os trabalhadores do sexo feminino, da raça negro/pardo, com menos experiência profissional, que têm nível educacional mais alto, que não são chefes de família e que são moradores de áreas não metropolitanas e regiões menos desenvolvidas. A probabilidade é mais alta para os trabalhadores por conta-própria, diminuindo gradativamente para os funcionários públicos, sem carteira, empregadores e com carteira; no caso dos setores, a probabilidade diminui de acordo com a seguinte ordem: administração pública, serviços, comércio, indústria e construção civil.
ii. Jornada padrão (Jp): difere da categoria anterior com relação ao sexo, a cor, experiência, posição na ocupação e setor de atividade. Os homens têm maiores chances de pertencer a esta categoria, bem como os funcionários públicos e os empregados com carteira, mais sujeitos à legislação trabalhista. Para as demais posições na ocupação, a probabilidade de pertencer a essa categoria decresce na seguinte ordem: empregados sem carteira de trabalho, conta-própria e empregadores. No caso dos setores de atividade, a ordem de declínio é a seguinte: construção civil, indústria, administração pública, setor de serviços e comércio. Os moradores residentes nas áreas mais desenvolvidas são mais propensos a pertencer a essa categoria.
iii. Jornada longa (Jl): a probabilidade aumenta para os trabalhadores do sexo masculino, com menos experiência profissional, negros/pardos, com nível educacional baixo e que são chefes de domicílio e residentes nas áreas metropolitanas. Os empregadores têm uma maior probabilidade de trabalharem mais horas, sendo seguidos pelos conta-própria, empregados sem carteira e com carteira e pelos funcionários públicos; a probabilidade é maior para o comércio, seguido da construção civil, do setor de serviços, da indústria e da administração pública.
Os resultados evidenciam que a legislação sobre horas influencia a determinação da jornada de trabalho nos postos formais (empregos com carteira de trabalho assinada e dentro do funcionalismo público), mas também no emprego à margem da legislação trabalhista – emprego sem carteira assinada. Os trabalhadores com carteira assinada e os funcionários públicos são os que apresentam a maior probabilidade de estarem inseridos na classe de jornada padrão, enquanto que os empregados sem carteira ocupam a terceira posição no ranking. Já para as outras duas posições na ocupação – autônomos e empregadores, que não seguem a legislação, a probabilidade de estarem sob regimes de
jornadas longas é comparativamente mais alta, justificável à medida que o seu nível de rendimentos depende diretamente do quanto produz e vende. Destaca-se que esse quadro é pior para os empregadores -- conforme já visto, são os que apresentam a maior jornada de trabalho média. Os trabalhadores autônomos, apesar de quase metade estar concentrada em ocupações com carga horária longa, também possuem chances de trabalharem menos de 40 horas na semana Como visto na tabela 2, cerca de 26% dos trabalhadores autônomos possui jornada curta.
No tocante às características dos trabalhadores, verificamos que o maior nível de escolaridade contribui para o aumento da probabilidade de se ter jornada de trabalho curta. Como o retorno à escolaridade no Brasil é muito mais alto que em outros países, o efeito renda pode ser mais forte para os mais escolarizados, induzindo uma menor oferta de trabalho à medida os salários ficam mais altos.
Outro fator que certamente tem um papel chave na definição do número de horas de trabalho do trabalhador é a estrutura familiar. Nesse artigo, restringimos a atenção para apenas dois aspectos relacionados a este tema: gênero e posição na família. As mulheres possuem uma alta probabilidade de trabalharem com jornadas de trabalho curtas, fato que está em conformidade com a literatura sobre horas de trabalho que destaca as várias restrições impostas à sua inserção no mercado de trabalho (afazeres domésticos, presença de filhos, etc). Destaca-se que esse fenômeno está sendo revertido à medida que mais mulheres estão ingressando no mercado de trabalho e que a estrutura familiar está sendo modificada, pois uma proporção maior de mulheres passa a ser chefe de família, tendo um papel fundamental de sustento familiar.
4. Decomposição da Variação das Probabilidades: Gênero e Escolaridade
Nesta seção analisamos quais efeitos são importantes para determinar a queda ou o aumento da probabilidade, entre 1993 e 1999, do indivíduo estar trabalhando sob uma determinada carga horária. A técnica utilizada consiste em decompor a variação das probabilidades em 1993 e 1999 em dois efeitos distintos conforme a equação abaixo: 12
12 é a probabilidade simulada considerando o vetor de características de 1999 e os coeficientes
estimados de 1993.
93 *
j
EC EP P P P P x x x x x x x x P P P P longa padrão curta j x x x x P P j j j j l p c j j j l p c j j j l p c j j j l p c j j j j j j j l p c j j j l p c j j j j j + = − + − = ∆ − + − = = − + − = ∆ = ∀ − = − = ∆
∑
∑
∑
∑
∑
∑
= = = = = = ) ( ) ( ) exp( ) exp( ) exp( ) exp( ) exp( ) exp( ) exp( ) exp( ) ( ) ( , ; ) exp( ) exp( ) exp( ) exp( 93 93 93 99 93 93 93 93 93 93 99 99 93 93 93 99 93 93 99 99 93 99 * * , , 93 ' 93 ' , , 99 ' 99 ' , , 99 ' 99 ' , , 99 ' 99 ' * * , , 93 ' 93 ' , , 99 ' 99 ' β β β β β β β β β β β β ondei. EP (efeito coeficiente): A diferença entre a probabilidade de pertencer a uma das classes de jornada de trabalho entre 1993 e 1999 é explicada pelos parâmetros estimados (βˆ).
ii. EC (efeito característica): A diferença entre a probabilidade de pertencer a uma das classes de jornada de trabalho entre 1993 e 1999 é explicada pelas mudanças ocorridas nas características dos indivíduos..
Conforme visto na seção 2, há uma redução da jornada de trabalho média entre 1993 e 1999, provocada pelo aumento das proporções de trabalhadores ocupados nos regimes horários curto e padrão e pela diminuição da porcentagem de trabalhadores ocupados sob jornada de trabalho longa. Com o intuito de explicar essa variação a partir da decomposição entre os efeitos coeficiente e características, optamos por analisar apenas as duas desagregações onde essas variações são mais significativas: gênero e escolaridade.
Como mostra a tabela 6, a probabilidade das mulheres trabalharem menos de 39 horas em 1999 cai 1,9% em relação a 1993. Por outro lado, há um aumento de 1,9% na probabilidade das mulheres estarem ocupadas com jornada de trabalho padrão em 1999. Para os homens, ocorre o inverso: a probabilidade de se ter jornada de trabalho curta aumenta e de ter jornada longa diminui.
Grande parte das variações nas probabilidades das trabalhadoras entre 1993 e 1999 é explicada por mudanças nas suas características. Em 1999, as mulheres ocupadas passam a ter um perfil mais compatível com ocupações em regime horário padrão. Muitas mulheres atualmente são chefes de família ou já acumularam experiência no
mercado de trabalho. Destaca-se também que muitos setores, caracterizados por oferecerem postos de trabalho em regime integral, também passaram a absorver mais mulheres no quadro profissional (por exemplo, indústria).
A análise dos grupos educacionais mostra que: para os mais escolarizados (acima de 9 anos de estudo), há um decréscimo da probabilidade de ter jornada de trabalho curta em detrimento de um aumento da probabilidade de se ter jornada de trabalho longa e padrão; para os menos escolarizados (0 a 4 anos de estudo), por sua vez, ocorre o inverso, aumenta a probabilidade de terem jornada de trabalho curta e diminui a de terem jornada de trabalho longa; e para os grupos de escolaridade mediana (5 a 8 anos de estudo) há uma redução da probabilidade de terem jornada de trabalho padrão acompanhada de elevação da probabilidade de possuírem jornadas de trabalho curtas e longas.
Como os trabalhadores tornaram-se mais educados entre 1993 e 1999, o retorno à educação em 1993 era mais alto para a categoria jornada curta. Com isto, o efeito coeficiente para os menos educados é mais importante para explicar as variações da probabilidade do que o efeito característica, diferente do que ocorre com os mais educados.
5. Considerações finais
O número de horas trabalhadas é um componente importante na produção de bens e serviços, influenciando diretamente o nível de rendimentos dos trabalhadores e a sua alocação do tempo. Portanto, para determinadas atividades, a jornada de trabalho é estabelecida dentro de alguns limites, podendo ser inviável a adoção de regime de trabalho em tempo parcial. Por outro lado, para alguns trabalhadores que têm características específicas, a atividade profissional não pode ser exercida em período de tempo integral, pois estão comprometidos com outros afazeres, como o estudo.
O cálculo das probabilidades de pertencer a cada uma das classes de jornada de trabalho demonstrou que existem três importantes fatores que influenciam de alguma forma a determinação do número de horas de trabalho: as características das ocupações com relação à legislação trabalhista sobre horas de trabalho, as características dos indivíduos no tocante ao nível de escolaridade e a composição familiar. Destaca-se que
quanto a este último aspecto, muitas outras variáveis devem ser observadas, como a posse de filhos e a renda familiar per capita tendo em vista que nesse artigo nos restringimos apenas ao gênero e à posição na família dos trabalhadores.
As mudanças das probabilidades de 1999 em relação a 1993 que mais chamaram a atenção foram dos homens e das mulheres e dos grupos educacionais. Verificamos que para a desagregação por gênero, tanto para homens quanto para as mulheres o efeito característica foi mais importante para explicar as variações das probabilidades. Ou seja, o perfil das mulheres de 1999 comparativamente ao de 1993, contribuiu muito para o aumento da probabilidade delas estarem ocupadas com jornadas de trabalho padrão, reduzindo suas chances de trabalharem menos de 39 horas ou acima das 44 horas semanais. Atualmente, o número de mulheres chefes de família e que trabalha em setores com regime horário integral é bem maior que no início da década e essa mudança pode estar de alguma forma contribuindo para a probabilidade de ter jornada de trabalho curta está caindo.
Com relação à escolaridade, a aproximação da jornada de trabalho média dos mais e menos escolarizados em 1999, é claramente visualizada pela redução na probabilidade dos trabalhadores mais escolarizados de exercerem cargas horárias mais curtas em 1999 que em 1993. Enquanto o efeito coeficiente domina a explicação das variações das probabilidades dos trabalhadores menos escolarizados, o contrário ocorre para os mais escolarizados. Ou seja, um ano a mais de escolaridade em 1999, contribui menos para o aumento da probabilidade de ter jornada de trabalho curta e para a diminuição da probabilidade de ter jornada de trabalho longa. O fenômeno é similar ao que tem ocorrido com o retorno à educação, podendo estar relacionado à queda da demanda por trabalhadores qualificados nos empregos com jornadas de trabalho curtas ou ao aumento no número de pessoas mais escolarizadas.
6. Referências bibliográficas
GONZAGA, G., MENEZES-FILHO, N., CAMARGO, J.M. (2001). Os efeitos da redução da jornada de trabalho de 48 para 44 horas semanais sobre o mercado de trabalho no Brasil. Mimeo
MACHADO, D.C. (1998). Jornada e Flexibilidade do Mercado de Trabalho: o Caso Brasileiro. Dissertação de Mestrado, IE-UFRJ.
OECD. Working Hours: latest trends and policy initiatives. Employment Outlook.
POWERS, D.; XIE, Y. Statistical Methods for Categorical Analysis. Academic Press., 2000
SOARES, S. S. D. (2000). O Perfil da Discriminação no Mercado de Trabalho – Homens Negros, Mulheres Brancas e Mulheres Negras. Texto para discussão n º 769. Rio de Janeiro: IPEA.
ANEXO I
Tabela 1. Jornada de Trabalho Média Semanal nos anos de 1993 e 1999: Brasil
Variação # µ # µ Total 32,218,622 43.27 36,002,284 43.21 -0.14% Masculino 19,781,655 45.69 21,315,910 45.61 -0.18% Feminino 12,436,967 39.44 14,686,374 39.74 0.77% Branco 19,301,610 43.21 21,553,435 43.10 -0.26% Não Branco 12,912,378 43.37 14,442,322 43.38 0.03% Sem estudo 2,601,963 43.67 2,232,096 43.10 -1.31% 1 a 4 anos 10,710,259 44.38 9,330,314 44.27 -0.24% 5 a 8 anos 8,389,550 44.59 10,059,992 44.52 -0.15% 9 a 12 anos 7,179,988 41.88 10,198,734 42.44 1.34% 13 e ou + anos 3,336,862 39.12 4,181,148 39.67 1.39% Funcionário Público (FP) 3,300,678 37.07 3,581,315 37.57 1.35% Empregado Com carteira (CC) 14,291,101 44.12 14,591,741 44.21 0.21% Empregado Sem carteira (SC) 6,300,261 42.90 7,719,808 42.43 -1.11% Trabalhador por Conta Própria (CP) 6,882,354 43.57 8,269,418 43.39 -0.40% Empregador (EMP) 1,444,228 49.34 1,840,002 48.80 -1.09% Indústria 6,813,926 44.55 6,317,870 44.28 -0.60% Construção Civil 3,101,196 45.91 3,399,415 45.47 -0.95% Serviços 14,576,870 41.85 17,637,216 42.04 0.45% Comércio 5,358,718 45.62 6,161,163 45.56 -0.13% Administração Pública 2,367,912 39.59 2,486,620 39.91 0.80% Chefe 18,355,936 45.07 20,147,621 44.97 -0.23% Cônjuge 6,694,324 38.16 8,172,684 39.06 2.36% Filho 5,612,409 43.13 6,088,041 42.72 -0.95% Outros 1,555,953 44.65 1,593,938 44.28 -0.81% Metropolitana 13,501,052 43.46 14,297,250 43.44 -0.05% Não metropolitana 18,717,570 43.14 21,705,034 43.07 -0.17% Centro Oeste/Norte 3,703,165 43.61 4,494,988 43.82 0.49% Nordeste 6,238,965 41.81 7,034,550 42.22 0.99% Sudeste 17,029,826 43.65 18,601,437 43.29 -0.84% Sul 5,246,666 43.56 5,871,309 43.71 0.35% 1993 1999 Setor Posição na Família Área Região Gênero Raça Anos de Estudo (*) Posição na Ocupação (**)
Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da PNAD/IBGE. (*) Corresponde ao total de anos de estudo completos.
(**) FP: inclui todos os trabalhadores funcionários públicos estatutários e os militares; SC: inclui todos os trabalhadores sem carteira assinada, inclusive os funcionários públicos não estatutários sem carteira assinada; CC: inclui todos os trabalhadores com carteira assinada e os funcionários públicos não estatutários com carteira assinada.
Tabela 2. Composição dos trabalhadores ocupados pela classe de jornada de trabalho nos anos de 1993 e 1999: Brasil
1993 1999
Jornada curta Jornada padrão Jornada Longa Jornada curta Jornada padrão Jornada Longa
Total 18.5% 39.1% 42.4% 18.9% 39.6% 41.5% Gênero Homens 9.2% 40.9% 50.0% 10.2% 40.6% 49.2% Mulheres 33.4% 36.2% 30.4% 31.5% 38.1% 30.4% Grupos de experiência 0 a 9 anos 18.3% 42.0% 39.7% 18.0% 43.0% 39.0% 10 a 19 anos 17.5% 40.5% 42.0% 17.6% 40.9% 41.5% 20 a 29 anos 18.5% 38.7% 42.8% 19.0% 39.3% 41.8% 30 a 39 anos 19.5% 36.4% 44.1% 20.3% 37.3% 42.5% 40 e ou + anos 20.8% 34.0% 45.2% 21.5% 34.8% 43.7% Posição na família Chefe 12.6% 39.2% 48.2% 13.7% 38.5% 47.8% Não chefe 26.3% 38.9% 34.8% 25.4% 41.0% 33.5% Posição na ocupação Funcionário Público 37.1% 48.7% 14.2% 33.9% 51.3% 14.8%
Empregado Com carteira 9.5% 49.2% 41.3% 9.8% 49.2% 41.0%
Empregado Sem carteira 22.7% 31.9% 45.4% 23.5% 34.0% 42.6%
Conta-própria 26.7% 22.9% 50.5% 26.1% 25.8% 48.1% Empregador 8.5% 25.3% 66.2% 9.8% 26.6% 63.6% Setor de atividade Indústria 6.2% 52.1% 41.7% 7.7% 52.6% 39.7% Construção Civil 4.1% 41.9% 53.9% 5.7% 41.4% 52.9% Serviços 27.1% 32.9% 39.9% 25.9% 34.9% 39.2% Comércio 15.5% 31.4% 53.2% 15.8% 31.5% 52.8% Administração Pública 26.8% 53.0% 20.2% 23.2% 57.5% 19.3% Grupos etários 18 a 24 anos 15.6% 41.2% 43.3% 16.0% 42.4% 41.6% 25 a 34 anos 17.5% 40.3% 42.2% 17.4% 40.5% 42.1% 35 a 44 anos 19.4% 38.6% 42.0% 19.5% 39.3% 41.1% 45 a 54 anos 21.1% 36.5% 42.4% 21.6% 37.5% 40.9% 55 a 61 anos 22.7% 34.2% 43.1% 22.8% 35.2% 42.0% Grupos Educacionais 0 anos 17.9% 29.0% 53.1% 18.2% 29.4% 52.4% 1 a 4 anos 16.3% 35.0% 48.7% 17.3% 34.4% 48.3% 5 a 8 anos 15.8% 40.0% 44.2% 16.6% 38.8% 44.6% 9 a 12 anos 21.4% 44.0% 34.7% 20.2% 44.2% 35.6% 13 e ou + anos 26.9% 47.2% 25.9% 25.0% 47.6% 27.4% Região metropolitana 16.5% 40.1% 43.4% 17.4% 40.4% 42.2%
Região não metropolitana 20.0% 38.3% 41.7% 19.8% 39.1% 41.0%
Região
Centro Oeste/ Norte 21.0% 33.7% 45.3% 20.4% 34.5% 45.0%
Nordeste 26.8% 33.0% 40.2% 25.1% 33.6% 41.3%
Sudeste 15.9% 39.8% 44.3% 17.0% 41.4% 41.6%
Sul 15.3% 47.8% 36.9% 16.1% 45.0% 38.9%
Tabela 3. Resultados do modelo multinomial logístico: coeficiente, desvio padrão e p-valor
1993 1999
Coeficiente Desvio-padrão P-valor Coeficiente Desvio-padrão P-valor
R2 0.1278 0.1074 Jornada Curta Mulher 1.1134 0.0320 0.0000 0.9694 0.0288 0.0000 Experiência -0.0010 0.0039 0.8040 -0.0029 0.0037 0.4210 Experiência2 0.0002 0.0001 0.0100 0.0002 0.0001 0.0050 Chefe -0.1513 0.0314 0.0000 -0.1097 0.0280 0.0000 Raça: Branco/amarelo -0.0655 0.0278 0.0180 -0.0875 0.0260 0.0010 Anos de estudo 0.0074 0.0033 0.0270 -0.0022 0.0032 0.4890 Posição na ocupação Funcionário Público 0.0919 0.0883 0.2980 0.1697 0.0768 0.0270 Com carteira -0.7120 0.0836 0.0000 -0.7420 0.0713 0.0000 Sem carteira 0.2093 0.0869 0.0160 0.2673 0.0731 0.0000 Conta-própria 1.0347 0.0843 0.0000 0.9341 0.0714 0.0000 Setor de atividade Indústria 0.5386 0.0801 0.0000 0.4495 0.0689 0.0000 Serviços 1.7020 0.0724 0.0000 1.4557 0.0612 0.0000 Comércio 1.2469 0.0769 0.0000 1.1101 0.0661 0.0000 Administração Pública 1.5991 0.0833 0.0000 1.0819 0.0753 0.0000 Região metropolitana -0.1024 0.0255 0.0000 -0.0567 0.0242 0.0190 Região Nordeste 0.2607 0.0372 0.0000 0.2389 0.0340 0.0000 Sudeste -0.2386 0.0350 0.0000 -0.1604 0.0323 0.0000 Sul -0.4388 0.0422 0.0000 -0.2777 0.0394 0.0000 Intercepto -2.5579 0.1216 0.0000 -2.3002 0.1049 0.0000 Jornada Longa Mulher -0.3208 0.0247 0.0000 -0.2959 0.0225 0.0000 Experiência -0.0011 0.0032 0.7330 -0.0012 0.0029 0.6760 Experiência2 -0.0001 0.0001 0.0880 -0.0001 0.0001 0.0460 Chefe 0.1904 0.0245 0.0000 0.2781 0.0223 0.0000 Raça: Branco/amarelo -0.0741 0.0215 0.0010 -0.1135 0.0205 0.0000 Anos de estudo -0.0715 0.0026 0.0000 -0.0649 0.0025 0.0000 Posição na ocupação Funcionario Público -1.9280 0.0628 0.0000 -1.7630 0.0581 0.0000 Com carteira -1.1899 0.0495 0.0000 -1.0911 0.0447 0.0000 Sem carteira -0.7867 0.0536 0.0000 -0.7861 0.0482 0.0000 Conta-própria -0.4029 0.0529 0.0000 -0.4706 0.0473 0.0000 Setor de atividade Indústria 0.0776 0.0363 0.0330 0.0066 0.0362 0.8550 Serviços 0.5232 0.0345 0.0000 0.4623 0.0332 0.0000 Comércio 0.6552 0.0381 0.0000 0.6884 0.0369 0.0000 Administração Pública -0.0780 0.0536 0.1460 -0.1952 0.0530 0.0000 Região metropolitana 0.0674 0.0197 0.0010 0.0749 0.0188 0.0000 Região Nordeste -0.1931 0.0305 0.0000 -0.1579 0.0279 0.0000 Sudeste -0.1071 0.0273 0.0000 -0.1972 0.0255 0.0000 Sul -0.4866 0.0324 0.0000 -0.3245 0.0303 0.0000 Intercepto 1.4448 0.0722 0.0000 1.3616 0.0677 0.0000
Tabela 4. Efeitos Marginais no Modelo multinomial logístico 1993 1999 dPc/dx dPp/dx dPl/dx dPc/dx dPp/dx dPl/dx Mulher 0.1932 -0.0274 -0.1658 0.1716 -0.0238 -0.1478 Experiência -0.0001 0.0002 -0.0002 -0.0004 0.0004 -0.0001 Chefe -0.0378 -0.0206 0.0584 -0.0386 -0.0375 0.0761 Raça: Branco/amarelo -0.0041 0.0170 -0.0129 -0.0045 0.0252 -0.0207 Anos de estudo 0.0067 0.0113 -0.0180 0.0047 0.0108 -0.0156 Posição na ocupação Funcionario Público 0.1653 0.3128 -0.4781 0.1641 0.2772 -0.4414 Com carteira -0.0140 0.2487 -0.2347 -0.0281 0.2349 -0.2068 Sem carteira 0.0934 0.1152 -0.2086 0.1025 0.1093 -0.2118 Conta-própria 0.1878 -0.0081 -0.1797 0.1799 0.0076 -0.1875 Setor de atividade Indústria 0.0752 -0.0518 -0.0234 0.0683 -0.0347 -0.0336 Serviços 0.2158 -0.2098 -0.0059 0.1866 -0.1848 -0.0018 Comércio 0.1367 -0.1988 0.0621 0.1160 -0.1962 0.0802 Administração Pública 0.2475 -0.1028 -0.1447 0.1809 -0.0488 -0.1322 Região metropolitana -0.0207 -0.0038 0.0245 -0.0145 -0.0081 0.0226 Região Nordeste 0.0545 0.0131 -0.0676 0.0490 0.0081 -0.0571 Sudeste -0.0276 0.0350 -0.0074 -0.0091 0.0444 -0.0353 Sul -0.0280 0.1124 -0.0844 -0.0171 0.0741 -0.0570
Tabela 5. Resumo dos Resultados do Modelo Multinomial Logístico
1993 1999
Pc Pp Pl Pc Pp Pl
Ser Mulher ↑ ↓ ↓ ↑ ↓ ↓
Mais Experiente ↓ ↑ ↓ ↓ ↑ ↓
Ser Chefe de Família ↓ ↓ ↑ ↓ ↓ ↑
Ser Branco/amarelo ↓ ↑ ↓ ↓ ↑ ↓
Ter mais Anos de Estudo ↑ ↑ ↓ ↑ ↑ ↓
Freqüentar a escola ↑ ↑ ↓ ↑ ↑ ↓
Ser morador de Região metropolitana ↓ ↓ ↑ ↓ ↓ ↑
Posição na ocupação Ranking Ranking
Funcionário Público 2 1 5 2 1 5 Com carteira 5 2 4 5 2 3 Sem carteira 3 3 3 3 3 4 Conta-própria 1 5 2 1 4 2 Empregador 4 4 1 4 5 1 Setor de atividade Indústria 4 2 4 4 2 4 Serviços 2 5 3 1 4 3 Comércio 3 4 1 3 5 1 Administração Pública 1 3 5 2 3 5 Construção Civil 5 1 2 5 1 2 Região Nordeste 1 3 3 1 3 4 Sudeste 4 2 2 3 2 2 Sul 3 1 4 4 1 3 Centro-Oeste/Norte 2 4 1 2 4 1
Tabela 6. Decomposição das diferenças entre as probabilidades estimadas para os anos de 1993 e 1999 Efeito Preço Efeito Dotação Variação (%) Efeito Preço Efeito Dotação Variação (%) Homem Mulher Jornada Curta 0.02 0.98 1.02% 0.24 0.76 -1.93% Jornada Padrão 0.62 0.38 -0.23% 0.08 0.92 1.90% Jornada Longa 0.46 0.54 -0.80% 0.49 0.51 0.03% Anos de estudo 0 anos 1 a 4 anos Jornada Curta 0.52 0.48 0.32% 0.93 0.07 1.07% Jornada Padrão 0.57 0.43 0.30% 0.66 0.34 -0.58% Jornada Longa 0.53 0.47 -0.63% 0.12 0.88 -0.48% 5 a 8 anos 9 a 12 anos Jornada Curta 0.19 0.81 0.78% 0.25 0.75 -1.20% Jornada Padrão 0.62 0.38 -1.21% 0.41 0.59 0.22% Jornada Longa 0.53 0.47 0.43% 0.09 0.91 0.97% 13 e + Jornada Curta 0.40 0.60 -1.97% Jornada Padrão 0.43 0.57 0.40% Jornada Longa 0.38 0.62 1.58%
