Discriminação por gênero no mercado de trabalho brasileiro com dados pme

DISCRIMINAÇÃO POR GÊNERO NO MERCADO DE

TRABALHO BRASILEIRO COM DADOS PME

Dissertação Submetida ao Programa de Pós-Graduação Stricto Sensu em Economia de Empresas da Universidade Católica de Brasília para obtenção do Grau de Mestre.

Orientador: Prof. Dr. Paulo Roberto Amorim Loureiro

Brasília

A minha esposa Vanilza, pelo companheirismo e dedicação,

Agradeço

A Deus, pela oportunidade de viver e a coragem de enfrentar as dificuldades

À família pela paciência e apoio.

Ao meu orientador Prof. Paulo Loureiro, pelo incentivo e direção, na árdua caminhada.

Aos superiores e colegas do Exército Brasileiro, pela compreensão e apoio nos momentos mais difíceis.

Aos demais mestres e colegas com quem muito aprendi.

"Noções do Tempo"

Diz o preguiçoso: "Amanhã farei".

Exclama o fraco: "Amanhã, terei forças".

Assevera o delinqüente: "Amanhã, regenero-me".

É imperioso reconhecer, porém, que a criatura, adiando o esforço pessoal, não alcançou, ainda, em verdade, a noção real do tempo.

Quem não aproveita a bênção do dia, vive distante da glória do século.

Emmanuel

brasileiro, apesar da crescente participação da mulher nos setores da economia, aliado a

melhora no seu nível de escolaridade. Este trabalho analisa a existência da discriminação

salarial por gênero no mercado de trabalho das seis regiões metropolitanas que fazem parte da

Pesquisa Mensal de Emprego (PME-IBGE), para os anos de 1985, 1990, 1985 e 2000, através

do método de decomposição do diferencial de salários de Bilnder-Oaxaca (1973). Os

resultados obtidos comprovam a existência de uma forte discriminação salarial contra a

mulher.

Palavras-chave: discriminação por gênero, desigualdade salarial, mercado de trabalho, capital

ABSTRACT

The wage inequality between men and woman is yet high in the brazilian labor market even

though of growing female participation in the economics sectors, jointly improvement her

education level. This study analyses the existence of salary discrimination by gender on the

job market in the six metropolitan regions that participate of the Mensal Research of

Employment (PME-IBGE) for years of 1985, 1990, 1995 and 2000 through the Salary

Differential Decomposition Analysis developed by Blinder-Oaxaca (1973). The results show

that there is a strong salary discrimination against females.

SUMÁRIO

RESUMO ...I ABSTRACT...II

1 INTRODUÇÃO... 1

2 REFERENCIAL TEÓRICO... 4

2.1 Modelos Teóricos ... 4

2.1.1 O Modelo de Becker... 4

2.1.2 O Modelo de Phelps ... 7

2.1.3 O Modelo de Arrow... 9

2.1.4 O Modelo de Spence ... 12

2.1.5 O Modelo de Aigner e Cain... 13

2.2 Modelos Empíricos... 16

2.2.1 Modelos Internacionais ... 16

2.2.2 Estudos para o Brasil ... 30

3 METODOLOGIA... 42

3.1 A Estimativa da Equação Salário - Modelo de Efeitos Fixos ... 42

3.2 A Decomposição dos Diferenciais de Salário - O Método de Decomposição de Blinder-Oaxaca ... 43

4 ANÁLISE EMPÍRICA... 45

4.1 Fonte de Dados e Variáveis Utilizadas... 45

4.2 Resultados Estimados ... 49

4.2.1 Decomposição dos Diferenciais ... 53

CONCLUSÃO... 55

Referências Bibliográficas... 61

ANEXOS... 64

Anexo 1: Estimativas da Equação de Rendimentos para o Homem... 64

Anexo 2: Estimativas da Equação de Rendimentos para a Mulher... 66

pode ser classificada como: (1) discriminação salarial, mulheres ou negros fazendo o mesmo

tipo de trabalho, recebem salários menores que os demais; (2) discriminação de emprego,

tanto para a mulher como para o negro é ofertado menor número de vagas; (3) discriminação

ocupacional, significa que mulheres e negros são impedidos de estarem empregados em

determinadas ocupações; e (4) discriminação do capital humano, é a discriminação anterior ao

mercado de trabalho, onde as pessoas não possuem as mesmas probabilidades de conseguir a

qualificação necessária para atingir uma ocupação de melhor remuneração.

Vários estudos verificam que a renda média da mulher é inferior ao homem no

mercado de trabalho brasileiro, Lovell (1994), Barros et al. (1995), Ometto et al. (1997),

Kassouf (1998), Loureiro e Carneiro (2001) e Arabsheibani et al. (2003), sendo também uma

realidade dos países desenvolvidos, porém, em menor proporção, Neumark (1988), Terrel

(1992), Elder e Johnson (1999) e Blau e Kahn (2000), o que evidencia a existência da

discriminação por gênero no mercado de trabalho, quando a diferença de rendimentos entre as

pessoas ou grupos, não está relacionada com as variáveis do capital humano.

Apesar do aumento considerável da participação feminina no mercado de trabalho

brasileiro e considerável ganho em educação em relação ao homem, Lovell (1994), ainda

permanece um considerável diferencial de salários, que nos anos 80, chegou a ser de 42% em

média, favorável ao homem, Barros et al. (1995), reduzindo para 33% em 1998, Arabsheibani

et al. (2003). Esse diferencial também pode ser atribuído a maior participação feminina em

ocupações de baixa remuneração, que exigem pouca qualificação Anker (1997).

Com a abertura comercial brasileira, que incluiu mudança tecnológica na produção,

conseqüência, o nível de discriminação. A realidade foi bem diferente das previsões, houve

explosão inflacionária até julho de 1994, aumento do déficit público, choques externos, e a

crise cambial de 1998. Segundo Carneiro e Arbache (2002) os trabalhadores menos

qualificados foram atingidos pelo desemprego, o que contribuiu para o aumento da

informalidade, entretanto, para os trabalhadores qualificados do setor formal, houve um

aumento de demanda por trabalho, em virtude da modernização tecnológica que o setor

produtivo experimentou.

Cain (1986) argumenta que quanto menos investimento for feito em capital

humano, menos retorno salarial será obtido por uma pessoa, Gibbons e Katz (1992) enfatizam

que o acúmulo de educação e experiência proporcionam melhores salários. Topel (1997)

afirma que o diferencial de salários ocorre em virtude do aumento da demanda por trabalho

qualificado. Para Zalokar (1988), os melhores salários estão nas grandes empresas, intensivas

em qualificação. Inúmeros estudos retratam a mulher com menor dotação de capital humano,

em relação ao homem: Oaxaca (1973), Cain (1986) e Sorensen (1989) justificam esse fato

pela função de mãe, que obriga que a mulher a se afastar temporariamente de sua vida

profissional, e Terrel (1992) diz que muitas vezes o custo de oportunidade de ficar em casa,

para a mulher, é maior do que ir trabalhar, então, ela se torna desestimulada a se qualificar

para o mercado. Anker (1997) ressalta a preferência feminina por empregos de horário mais

flexível (meio turno), em função das suas responsabilidades domésticas, porém, esses

empregos possibilitam uma remuneração menor.

Quanto menor for a escolaridade e o tempo de experiência, maior a probabilidade

de a mulher ficar restrita em ocupações menos valorizadas pelo mercado, Robinson (1998),

onde a competição por uma vaga é bem acirrada, em virtude do grande número de candidatas

Conforme a teoria da discriminação estatística, a mulher é vista pelo empregador

através da informação imperfeita que este possui. Cain (1986) diz que a mulher será sempre

discriminada pelo mercado, pelo estigma de ser menos comprometida com o trabalho, em

virtude do casamento e da gravidez, e dessa forma, o empregador utiliza um índice de

discriminação positivo contra a mulher, Becker (1971).

O objetivo deste trabalho é verificar o impacto da discriminação por gênero,

utilizando a base de dados da Pesquisa Mensal de Emprego (PME), da Fundação Instituto

Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), e fazer um comparativo com os estudos

anteriores que utilizaram a Pesquisa Nacional por Amostragem Domiciliar (PNAD), também

do IBGE, para os anos de 1985, 1990, 1995 e 2000.

O presente trabalho encontra-se organizado após esta introdução, da seguinte

forma: na segunda parte está o referencial teórico e empírico sobre a discriminação por

gênero, na terceira parte a metodologia utilizada, na quarta parte, a análise empírica, onde

estão a fonte de dados e as variáveis utilizadas; além dos resultados estimados, e finalmente,

2 REFERENCIAL TEÓRICO

2.1 Modelos Teóricos

2.1.1 O Modelo de Becker

Becker (1957) foi o pioneiro do estudo da economia da discriminação por raça ou

gênero no mercado de trabalho, através da estrutura neoclássica baseada no lado da demanda

do mercado de trabalho, onde, seu modelo permite que os agentes possam agir de acordo com

as suas preferências pessoais. Dessa forma, Becker (1957) define discriminação no mercado

de trabalho como uma preferência que o empregador tem em pagar salários diferentes para

trabalhadores de mesma produtividade. O empregador age racionalmente ao buscar o maior

lucro possível, fazendo uma comparação com a intensidade de seus gostos com os custos

relacionados a eles, pois, como o mercado é competitivo e os trabalhadores possuem a mesma

produtividade, então o empregador discriminador terá que arcar com uma redução do seu

lucro, caso prefira pagar mais aos trabalhadores pertencentes ao grupo da maioria, logo, as

diferenças salariais como resultado da discriminação deverão ser eliminadas.

Supondo existirem dois grupos designados por brancos (B) e negros (N), sendo

ambos substitutos perfeitos, em um mercado perfeitamente competitivo, onde B exporta

capital, e N exporta trabalho, fatores de produção abundantes em cada grupo. Na ausência de

discriminação, o salário de N iguala o salário de B. Havendo discriminação contra N, o

trabalho B será mais bem remunerado, e o retorno líquido que o capital B teria por combinar

trabalho N, será reduzido, logo B irá exportar menos capital, e em conseqüência, N exportará

menos trabalho. Dessa forma, a preferência em discriminar reduz a quantidade de capital

A função utilidade U mostra o comportamento do empregador em discriminar o

trabalhador negro, que depende do nível de lucro π e do percentual de negros N que estão

empregados:

U = f (π, N), (1)

onde: o empregador maximiza o lucro, >0

∂ ∂

π

U

, e minimiza a preferência em empregar

negros, ≤0

∂ ∂ N U

.

Como o preço de mercado é exógeno para a firma, e sua função de produção está

em função da oferta de mão-de-obra (L), logo:

y = F(L) = y (B+N), (2)

Na presença de discriminação, a função produção está sujeita a seguinte restrição

orçamentária:

π = Px F(L) – wBB – wNN (3)

Para o empregador discriminador, empregar o negro representa uma desutilidade e

um custo para sua força de trabalho. A intensidade desse custo pode ser mensurada, em

termos monetários, através de um coeficiente de discriminação “d”, que irá variar de [0, +

[; onde d < 0 implica favorecimento, passando o negro a receber um salário maior do que o

de mercado; d > 0 implica discriminação contra o negro, pois, o branco será melhor

remunerado, e d = 0 não há distinção entre os trabalhadores. Dado que o empregador não

discrimina o trabalho B, ele paga ao branco o salário w ∞

B,e ao negro o salário wN (1+ d), onde d > 0, é a desutilidade do empregador discriminador em trabalhar com N.

O empregador é indiferente em empregar brancos ou negros, quando o custo total

por trabalhador é o mesmo, wB = wN (1+d), dessa forma, o negro só será contratado quando

seu salário for igual ao salário do branco menos o coeficiente de discriminação “d”, logo

mercado é R$ 10,00, e que a desutilidade de trabalhar com o negro seja R$ 2,00, então wN =

8,00, ou seja, à taxa salarial de 0,8, o empregador é indiferente em contratar tanto o negro

quanto o branco, e abaixo dessa taxa, a preferência será pelo negro.

Na presença de discriminação wN = wB - wNd, logo:

wN wN wB

d= − , quando d = 1, não

haverá discriminação, o salário do trabalhador B iguala o salário do trabalhador N, pois, tanto

o branco quanto o negro são substitutos perfeitos (mesma produtividade marginal), e estando

dentro de um mercado competitivo, onde a produtividade marginal iguala o custo marginal

(condição necessária para a minimização de custos), logo PMgN = wN (1 + d) e PMgB = WB,

então:

) 1 ( d w

w PM

PM

N B gN

gB

+ =

(4)

wB/wN

Quantidade de trabalhadores negros S b

a

N 1.0

0.8

0

D

N

O gráfico acima mostra o equilíbrio do mercado competitivo, onde no eixo vertical

está a taxa de salário WB/WN, e no eixo horizontal está a quantidade de trabalhadores negros. A

curva de demanda pelo trabalho negro é abD, sendo que no segmento ab, WN = WB, não ocorre

discriminação. Porém, no segmento bD, a medida que se move para baixo, a discriminação

aumenta e a taxa salarial diminui. No ponto N, como no exemplo dado, o empregador é

das curvas de oferta e de demanda, demonstrando que o equilíbrio da taxa de salários entre

brancos e negros, depende da demanda por trabalho negro, como também da oferta dessa

mão-de-obra. Como a curva de oferta S tem inclinação positiva, quanto maior forem os

salários pagos, mais trabalhadores negros irão ofertar trabalho, e vice-versa. No segmento bN,

todos os trabalhadores negros serão contratados, e no trecho ND, somente os trabalhadores

brancos serão contratados. Trabalhadores negros que se encontram no segmento ab recebem

mais do que aqueles que se encontram no segmento bD.

2.1.2 O Modelo de Phelps

A discriminação estatística se refere ao problema de informação imperfeita no

mercado de trabalho, que impossibilita o empregador conhecer o verdadeiro perfil de um

potencial candidato a uma vaga de emprego. Como o custo de obtenção dessa informação é

elevado, o modelo desenvolvido por Phelps (1972) tem por objetivo mensurar a habilidade do

candidato através de um teste de escore (yi):

' i i i

y =q +µ

(5)

onde qi é o índice de produtividade do iésimo candidato;

µi é o termo erro normalmente distribuído.

Como o empregador não possui nenhum referencial sobre o candidato, ele utiliza qi

para estimar a sua produtividade, da seguinte forma:

' i ' i 1 '

i a y

q = +µ ₍₆₎

com

0 ) E( e 1 var q var

q var a

0 _{' i}

i ' i

1 < =

+ =

< µ

µ_i

qi’ e yi’ são desvios populacionais;

a1 = indica a correlação entre a produtividade esperada e o teste de escore esperado.

Como a produtividade do candidato é ainda desconhecida pelo empregador que

procura maximizar o lucro, o critério de escolha será em função das características de sexo ou

de raça, como medida de produtividade, logo:

i i i x q =α + +η

(7)

no qual, xi = (-β + εi)ci, β > 0, onde ci = 1 se o candidato é negro (mulher) e zero caso

contrário, xié a contribuição social e está associada a raça (gênero), ηi e εi são os termos erro

normalmente distribuídos.

Tomando λi = ηi + ciεi e zi = -βci, a equação (7) é escrita como qi = α + zi + λi , e

(5) pode ser rescrita: yi = α + zi + λi + µi , e então yi = αi + ηi + µi, se o candidato é branco

(homem), e yi = αi -βci+ εici + ηi + µi, se o candidato é negro (mulher).

Dessa forma, o empregador utiliza a raça ou sexo como únicas variáveis

observáveis, para prever a produtividade do trabalhador:

' i ' i ' i 1 ' i '

i -z a (y z )

q = − +µ

(8)

1 var var

var a

0 ₁ <

+ =

<

µ λ

λ

Phelps (1972) trabalha com três hipóteses: (1) a variância dos erros dos

trabalhadores negros (mulheres) é igual à variância dos trabalhadores brancos (homens),

assim, var(εi) = 0, logo var(λ) = var(η). (2) A variância da produtividade do branco (homem)

é menor que a variância da produtividade do negro (mulher), a var(λ) irá depender da raça (sexo) do candidato, onde o coeficiente de yi irá tender a um quando var(εi) →∞ , o que

mostra que a maior parte da discriminação está relacionada com a idéia que o empregador tem

(mulher) é menor do que a do branco (homem), zi < 0, então o negro (mulher) será menos

remunerado do que o branco (homem).

2.1.3 O Modelo de Arrow

Arrow (1973) investiga a discriminação em relação às características pessoais dos

trabalhadores não relacionadas com a produtividade, como a discriminação racial e sexual. O

modelo assume a existência de dois grupos de trabalhadores apenas, B e N, substitutos

perfeitos, produzindo o mesmo produto com a mesma função de produção. A discriminação

existe quando um empregador avalia negativamente N e positivamente B ou ambos,

significando que ele está disposto a pagar e tem a oportunidade de pagar por essa avaliação da

força de trabalho. Os possíveis agentes discriminadores são: o empregador, que mesmo tendo

prejuízos de lucratividade pode reduzir ou eliminar o emprego de N; o trabalhador, que pode

aceitar um salário mais baixo para trabalhar com mais trabalhadores B e menos N; sendo

ainda aceitável, a discriminação por parte do consumidor, que pode pagar um preço mais

elevado para comprar do branco.

O equilíbrio geral do mercado requer total emprego de ambos trabalhadores, B e N,

onde as diferenças salariais existentes serão fruto da discriminação. Considerando a

discriminação do empregador, existe uma opção pelo lucro, π, e o número de trabalhadores B

e N empregados, tendo a seguinte função utilidade: U(π, B, N). Considerando-se o capital

como dado, para o curto prazo, a função de produção é f (B + N) sujeita a seguinte restrição

orçamentária:

π = f (B + N) – wBB - wNN, (9)

onde: wN e wB são as taxas salariais que são dadas pelos empregadores, os quais igualam a

produtividade marginal de cada tipo de trabalho ao seu custo marginal. Porém, o preço do

termos de lucro, para reduzir o trabalho do negro por um, juntamente com o coeficiente de

discriminação dN, o qual é negativamente relacionado com a taxa marginal de substituição

entre lucro e trabalho. Como é suposto, a utilidade do trabalho N é negativa, logo dN é

positivo, então:

PMN = wN + dN, (10)

onde: dN = - TMSπ,N; de modo semelhante

PMB = wB + dB , (11)

onde dB negativo;

Como B e N são substitutos perfeitos PMN = PMB = PML, então de (10) e (11),

temos:

WB + dB = WN + dN , ou

WB - WN = dN - dB > 0, (12)

tanto que a condição de equilíbrio do modelo requer que WB > WN. Assumindo as hipóteses

acima, a restrição orçamentária da firma passa a ser:

π = f (L) – (PML)L + dBB + dNN, (13)

onde L = B + N. Na ausência de discriminação temos: π0 = f (L) – (PML)L, logo:

π - π0 = dBB + dNN (14)

Como, por hipótese, os empregadores dependem somente da taxa de B e N, então:

dB + dN = 0, (15)

pois, os empregadores não ganham e nem perdem pelo seu comportamento discriminatório,

apenas transferem o efeito de N para B.

Assumindo que a função utilidade das firmas depende somente da taxa B/N, e que

existem firmas mais discriminatórias do que outras, que preferem lucrar menos do que

contratar o trabalho negro, logo: , ) (

; )

( w L w

L = − = _B− _N

B

N B

N

w d N

w d

B −

onde, empresas que discriminam mais o trabalho negro possuem um elevado valor para dN,

que se traduz numa maior taxa para B/L, e por conseqüência, os trabalhadores negros estarão

discriminatórias, revelando assim, um certo grau de segregação no mercado de trabalho. No

curto prazo, a condição de equilíbrio requer a coexistência de firmas com diferentes taxas

B/N, mesmo com a mesma função utilidade, onde as grandes firmas serão aquelas com

grandes proporções de trabalhadores brancos, desde que maximizem sua utilidade com maior

lucro e com uma maior taxa B/N, porém, esse comportamento discriminatório certamente irá

representar uma redução na lucratividade das firmas, principalmente na presença de

competição, o que irá determinar que o grau da discriminação seja reduzido no mercado de

trabalho.

Arrow (1973) trata a discriminação como o problema de informação imperfeita,

onde o empregador discriminador imagina que o trabalhador negro tem baixa produtividade

em relação ao branco, e utiliza a raça como critério de seleção, pois, o custo de conhecer a

verdadeira produtividade de um empregado é elevado. Se o empregador tem a idéia que o

trabalhador N tem baixa produtividade, ele somente o contrata a baixos salários.

Como o empregador não tem a perfeita informação das pessoas a serem contratadas,

Arrow (1973) desenvolveu um modelo que supõe dois tipos de trabalho, complementares

entre si, qualificado e não-qualificado. Assumindo que o empregador não conhece a

qualificação de cada trabalhador, onde, pB e pN , são as probabilidades de B e N,

respectivamente, serem trabalhadores qualificados. PMQ é a produtividade marginal do

trabalhador qualificado, sendo o lucro do empregador igual a PMQ – wB , e o retorno esperado

pela contratação de B é:

r = (PMQ – wN) pN, (16)

(

)

N

B qw q PM

w = + −

(17)

onde

B N

Dessa forma, o salário do negro será wN < PMQ, para que o empregador recupere o

investimento em qualificação, logo wB > wN , onde o efeito da diferença de opinião entre os

empregadores, sobre a probabilidade de o trabalhador negro ser menos qualificado, irá refletir

num diferencial de salários.

2.1.4 O Modelo de Spence

Spence (1973) assume que o diferencial de salários permanece dentro de uma

estrutura de mercado competitivo. A discriminação se deve ao problema da informação

imperfeita, onde o empregador só irá conhecer a produtividade real de um candidato, após

algum tempo de contratação. Como não é economicamente viável para o empregador observar

cada candidato, ele, com base na experiência que tem do mercado, efetiva a contratação, de

forma racional. O autor diferencia as características pessoais do candidato em: mutáveis e

imutáveis, por exemplo: educação e experiência podem ser alteradas e são denominadas de

sinais, porém, raça e sexo não podem ser alterados e são chamadas de índices. O

conhecimento que o empregador tem do mercado, se resume nas combinações dos diversos

índices e sinais que os candidatos sinalizam para ele, que o faz conhecedor das probabilidades

de produtividade de cada grupo. O jogo entre a oferta e a demanda de trabalho acontece com

o candidato selecionando os sinais mais perceptivos pelo mercado, para maximizar o

investimento feito nessa sinalização, e o empregador tentando maximizar o lucro, pagando um

salário menor que os custos de sinalização do candidato. Portanto, se os sinais dos

trabalhadores não informam perfeitamente suas produtividades, a remuneração tomará por

base a raça e o sexo.

Spence (1973) relaciona a educação como um indicativo de produtividade somente

quando o custo de sua aquisição (sinalização) for negativamente relacionado com a

demanda muito tempo, o trabalhador menos qualificado, que possui poucos recursos para

investir em qualificação profissional e educação, estará sempre aquém das exigências do

mercado qualificado e ficará a mercê dos baixos salários pagos nas ocupações não

qualificadas.

Dado um salário de escolha w(y), as pessoas irão escolher o seu nível ótimo de

educação, dessa forma, assume-se existir um nível y* de educação que distingue entre alta e

baixa qualificação, logo, o investimento do trabalhador menos qualificado será menor que y*,

e o seu nível de qualificação será igual a y < y*, por outro lado, para o trabalhador mais

qualificado y ≥ y*.

Portanto, um aumento no nível y* prejudica o trabalhador menos qualificado, e não

o mais qualificado, tendo em vista, que o custo do investimento em educação para o candidato

mais qualificado onera menos sua renda e possibilita um retorno mais imediato do que para os

trabalhadores menos qualificados.

2.1.5 O Modelo de Aigner e Cain

O modelo de discriminação estatística utilizado por Aigner e Cain (1977) é uma

versão do modelo de Phelps, onde o empregador se baseia num teste de escore imperfeito (yi),

para medir a capacidade produtiva do trabalhador, pois, existe incerteza sobre a verdadeira

produtividade (qi) de um grupo de trabalhadores, classificados por raça ou sexo:

yi = qi + µi , (18)

onde qi é normalmente distribuído com média igual a α e variância constante, var(yi | qi) = σ2;

e µi é o termo erro normalmente distribuído, independente de q, com média zero e variância

Como o empregador não conhece a verdadeira produtividade do candidato, ele

utiliza o valor esperado de q, dado o teste escore yi, assim temos:

y y

q E

qˆ= ( | )=(1−γ)α+γ

(19) 2 2 ) ( ) ( ) , ( ) ( ) , ( ) ( ) ( ) ( r q Var y Var y q Cov y Var y q Cov q Var q Var q Var = = = + = γ (20) 1 0<

γ

onde r2 é o coeficiente de correlação entre q e y, ou seja, relaciona y como previsor de q, e

assume valores entre zero e um.

A equação (19) expressa a produtividade em termos de efeito de grupo (1 – )α, e

de um efeito individual y, onde a equação (19) é função de regressão linear, logo:

q = (1 – )α + y + µ’ (21)

Aigner e Cain (1977) consideram dois grupos de trabalhadores, brancos e negros,

podendo ainda, ser considerado o grupo de homens e mulheres, com diferentes médias de

produtividade αB e αN, com variância diferente de q e µ. O empregador irá pagar um

salárioqˆcom base na informação do grupo, logo:

B B B B

B E q y y

qˆ = ( | )=(1−γ )α +γ ₍₂₂₎

N N N N

N E q y y

qˆ = ( | )=(1−γ )α +γ

(23)

Caso γ = 1, qˆ =E(q| y)=y_N, o salário do trabalhador irá depender somente do

seu teste de escore (ausência de discriminação);

Caso γ = 0, qˆ = E(q| y)=α , o salário do trabalhador irá depender do teste de

escore do grupo, como no caso da discriminação racial ou por gênero (informação imperfeita

do mercado);

Como o empregador é avesso ao risco, ele impõe um custo aos grupos

onde: N < B. Os empregadores irão discriminar se acreditarem que αB > αN, porém quando

essas médias forem iguais, a discriminação será ineficiente num mercado competitivo, pois,

com o branco ganhando mais que o salário de mercado, haverá redução de lucros, e dessa

forma, os autores concluem que a teoria da discriminação estatística é difícil de ser aceita do

que a teoria da discriminação por preferência.

Discriminação no mercado de trabalho existe quando, trabalhadores com a mesma

produtividade recebem salários diferenciados, tendo em vista, a vinculação de alguma

característica não relacionada com a produtividade. Discriminação de grupo ocorre quando, a

média salarial de um grupo não é proporcional à sua produtividade média, porém, dentro de

um grupo nem todos os trabalhadores com a mesma habilidade serão pagos com o mesmo

salário, o que é mostrado na equação (21), onde q não é determinado totalmente pelo teste

escore. A discriminação racial ou por sexo é derivada da discriminação de grupo, pois, a

firma não consegue distinguir as diferentes características dos trabalhadores, tratando-os

como se fossem um único grupo, e assim, sendo vinculado um custo às características do

grupo. Dessa forma, nem sempre esse tipo de discriminação pode ser tratada como

discriminação de grupo, pois, pode apenas afetar determinadas pessoas dentro de um grupo.

Assumindo que os salários de B e N com a mesma habilidade diferem entre si, logo:

)

|

ˆ

(

)

|

ˆ

(

q

q

E

q

q

E

≠

Como E(q | y) = (1 – )α + y, e E(y | q) = q,

Então:

q

q

q

E

(

ˆ

|

)

=

(

1

−

γ

)

α

+

γ

(24)

Sendo as firmas avessas ao risco, e que E(q | y) é conhecida, a variância de

empregador irá contratar um grupo de trabalhadores que maximize a produtividade esperada

descontado o risco.

2.2 Modelos Empíricos

2.2.1 Modelos Internacionais

Blinder (1973) estima o diferencial de salários entre brancos e negros e entre

homens e mulheres, através das equações da forma reduzida e estrutural de salário. Para

decompor os componentes do diferencial de salário, a seguinte regressão é estimada:

Y

, (25)

∑

+

= n

j j ji i i β0 ₁β X u

onde Yi é o logaritmo natural da taxa de salário e X’s são as características observáveis dos

trabalhadores. Para comparar o diferencial de salários entre brancos e negros, a equação

acima é estimada para cada grupo:

∑

H _{X u}

Y 1 0 β β (26)

∑

onde H indica o grupo mais bem remunerado (homens brancos) e L indica o grupo mal

remunerado (mulheres brancas ou homens negros). Dadas as equações (26) e (27), o

diferencial de salários é calculado por:

∑

∑

j ji L j L n j ji H j H X X 1

1β β , e ele é explicado

pelas diferenças nos coeficientes Hj e Lj e pelas diferenças nas características médias

L H

X e

X , assim:

) ( ) (

∑

∑

∑

∑

X β β β β

β

(28)

Da amostra do Panel Study of Income Dynamic do Michigan Survey Research

que não haviam recebido nenhuma renda no ano da pesquisa, e os que não eram nem brancos

e nem pretos. A variável a ser estimada é a taxa de salário por hora em função das seguintes

variáveis: endógenas [educação (Ed), ocupação (Occ), teste vocacional (J), sindicalizado (M),

experiência no mercado (V), e experiência no emprego atual (T)]; e exógenas [formação

familiar (B); idade, estado de saúde, local de residência, e condições do local de trabalho (Z)].

Como, cada pessoa se identifica no mercado de trabalho conforme suas características

pessoais e sua dotação de capital humano, Blinder (1973), utiliza a educação e a ocupação

como as principais variáveis na estimativa da taxa de salário, então:

(34) u Z) B, J, Occ, (Ed, m V (33) u Z) B, V, Occ, (Ed, l M (32) u Z) B, M, V, (Occ, k J (31) u Z) B, V, J, (Ed, h Occ (30) u Z) B, V, (Occ, g Ed (29) u Z) T, V, M, J, Occ, (Ed, f w log 6 5 4 3 2 1 + = + = + = + = + = + = (35) u Z) V, M, J, Occ, (Ed, n

T= + 7

As equações acima podem ser estimadas simultaneamente por MQO de dois

estágios, se a formação familiar (B) não fosse omitida da equação (29), pois, as características

familiares têm um importante impacto sobre a educação e a ocupação, mas não diretamente

sobre o salário. O problema é então resolvido de duas maneiras. Primeiro, a equação salário é

estimada pela forma reduzida:

log w = F (B, Z) + v1, (36)

e depois, pela forma estrutural da equação (29), onde os termos erro das equações (30) a (35)

não sejam correlacionados com o termo erro u1, ou seja:

E(u1u2) = E(u1u3) = E(u1u4) = E(u1u5) = E(u1u6) = E(u1u7) = 0.

Os resultados sobre o diferencial de salários entre homens e mulheres brancos, pela

devido à dotação, enquanto que 98,1% se deve aos coeficientes, sendo 30,1% explicado pela

discriminação. Idade e educação são favoráveis ao homem em 87,5% e 21,3%, sendo um

desestímulo para a mulher investir em qualificação, pois o retorno da educação é decrescente

com o aumento da idade, porém, tempo de experiência no emprego favorece a mulher em

4,7%. A estimativa da forma reduzida, aumenta a vantagem comparativa do homem em

131,7%, tudo atribuído aos coeficientes estimados, onde 45,8% se deve à discriminação.

Novamente a idade favorece ainda mais ao homem, porém as variáveis relacionadas à família,

tais como: renda da família, educação do pai, local de nascimento, são favoráveis à mulher.

Para Oaxaca (1973), a discriminação contra a mulher ocorre quando existe uma

diferença salarial em relação ao homem, e ambos ocupam a mesma função, sendo esta

diferença expressa em termos porcentuais pelo coeficiente de discriminação D:

m h m h m h MP MP MP MP W W D / / / −

= ₍₃₇₎

onde (Wh/Wm) é a taxa salarial média observada entre homem-mulher, e MP é a taxa do

produto marginal médio entre homem-mulher, a qual por hipótese é a taxa média de salário na

falta de discriminação. Assim, a expressão (37) pode ser escrita como:

m h/MP

0 0 ) / ( ) / ( / m h m h m h W W W W W W

D= −

(38)

onde _{( / )}0 é a taxa de salário homem-mulher na ausência de discriminação.

m h W

W

A equação (38) também pode ser escrita como: 1 ) / ( / 0 − = m h m h W W W W

D , onde, com a

utilização da forma logarítmica temos:

0 m

h/W )-ln( / )

ln(W 1)

(D

ln + = W_h W_m

Desde que o valor de ( não é conhecido, não podemos estimar D. A

equação salário é então estimada pelo método dos mínimos quadrados, separadamente por

grupo de gênero:

0 ) / _m

h W

W

ln(Wi) = Zi’ + µi (40)

sendo Wi a taxa de salário por hora paga ao iésimo trabalhador; Z o vetor de características

individuais; β o vetor dos coeficientes estimados e u

'

i

i o termo erro.

Como W_h e W_m são as médias dos salários por hora, respectivamente, do homem e

da mulher, m m h W W W − =

G , e

) ln( ) ln( ) 1

ln(G+ = W_h − W_m

(41)

Da equação (41), pelas propriedades dos mínimos quadrados ordinários, temos:

h h

h Z

W ) 'β (

ln = e ln(W_m) =Z_m'β_m , substituindo em (40):

m m h

h Z

Z

G 1) βˆ βˆ ln( + = ' − '

(42)

Sendo

∆

Z

=

Z

−

Z

e

∆

β

ˆ

=

β

ˆ

−

β

ˆ

na equação (42), temos:

β

β

β

ˆ

₌

ˆ

₋

_∆

ˆ

m h

β

βˆ ˆ

) 1

ln( + =∆ ' − '∆

h

m Z

Z

G ₍₄₃₎

Da equação (39) se assume que a estrutura do diferencial de salários pode ser

decomposta em função das diferenças das características individuais entre homens e

mulheres, logo: ) ( ˆ ) ( ) ln( )

ln(W_h − W_m =Z_m'

β

β

β

(44) ) ( ˆ ) ( ) ln( )

ln(Wh − Wm = Zh' βh −βm +βm Zh' −Zm' ₍₄₅₎

O primeiro termo do lado direito se refere ao diferencial de salário devido à

homens e mulheres. Na ausência de discriminação, o diferencial é explicado pelas variáveis

do capital humano e por outras variáveis mensuráveis.

Nesse estudo, Oaxaca (1973) utilizou a seguinte proxy para o cálculo do tempo de

experiência: (idade – anos de estudo – seis), e em relação à mulher, ele considera um β

negativo para a variável filhos, pois entende que o tempo de experiência feminino pode ser

superestimado, pois, ela se afasta temporariamente do emprego com mais freqüência do que o

homem, principalmente pelas funções de esposa e de mãe. As variáveis de controle utilizadas

foram: educação; educação ao quadrado; classe do trabalhador: (sindicalizado, funcionário

público, autônomo); tipo de indústria; ocupação; condições de saúde: recebe 1 se existem

problemas de saúde que afetam o trabalho e zero caso contrário; jornada de trabalho: recebe 1

se o trabalhador cumpre menos de 35 horas de expediente por semana; estado civil e região de

moradia. A amostra contou com pessoas de 16 anos ou mais de idade, morando em áreas

urbanas, que trabalharam ao menos uma hora por semana e que se declararam branco ou

negro.

Os efeitos da discriminação são estimados pelo resíduo que permanece após subtrair

as diferenças das características pessoais do diferencial de salário.

O estado civil de estar casado (a), contribui positivamente para a redução dos

efeitos da discriminação e possibilita maior retorno de salários, para ambos os sexos, porém,

em relação ao homem, essa contribuição é bem significativa, 25% de retorno salarial para o

homem branco, contra 12,5% para a mulher branca. Em relação aos negros, essa diferença

fica em seis pontos percentuais. Em relação à questão da maternidade, esta é negativamente

relacionada com o retorno salarial em 3% para a mulher branca, e 0,25% para a negra,

demonstrando que esta última não demora a retornar ao trabalho, como ainda, são mulheres

que estão em profissões que exigem pouca qualificação, e de remuneração baixa, onde não

Os coeficientes para educação e experiência mostram que o homem investe mais na

sua qualificação profissional, e dessa forma, ele obtém um maior retorno salarial em relação à

mulher, revelando a existência da discriminação por gênero.

O diferencial de salários mulher-homem brancos foi de 0,65, e entre os negros foi

de 0,67. Na decomposição do diferencial de salários, levando-se em conta todas as variáveis,

63,9% e 61,1% do diferencial de salário desfavorável à mulher branca e negra,

respectivamente, se refere à discriminação. Porém, apenas quando as características pessoais

são levadas em conta, ou seja, são excluídas a classe do trabalhador, tipo de indústria e

ocupação, os percentuais referente a discriminação da mulher branca e negra são, 77,1% e

98,5%, respectivamente.

Cotton (1988) comenta que o componente do modelo de Oaxaca (1973), relativo a

discriminação, não é uma medida exata em virtude de variáveis omitidas do modelo, dessa

forma:

∑

i B X e

W

0

ln

(46)

onde

∑

+ = = K G j r ij r j r

i B X

e

1

A equação (46) só poderá determinar o exato diferencial de salários por raça, se e

somente se, E(eri) = 0. Entretanto, com a presença do termo erro no modelo, então temos:

∑

i B E X E e

W E 0 ) ( ) ( ) (ln

∑

0 ) )

(

∑

O efeito das variáveis omitidas são capturadas no intercepto, então, a decomposição

do diferencial de salários terá a forma:

) ( ) ( ) ( ln

ln 0#

# 0 1 1 N B G j N j B j N j G j N j B j B j N B B B B B X X X B W

W − =

∑

∑

=

= (48)

onde _B r =_Br +_mr

0 #

0 significa que o resíduo é uma mistura de discriminação e

variáveis omitidas, porém, alguns fatores omitidos, como educação, experiência e demais

fatores de qualificação se referem a discriminação, pelo lado da oferta, sofrida no passado.

O autor comenta a crítica feita por Richard J. Butler sobre o método de

decomposição de Oaxaca, onde a medida da discriminação é feita em cima das diferenças nos

coeficientes regressores entre brancos e negros, confundindo a origem da discriminação pelo

lado da demanda com aquela pelo lado da oferta, ou seja, a discriminação sofrida pelo negro

no passado, menor dotação de capital humano. Então, a demanda por trabalhadores negros

deve ser mais elástica que a demanda por trabalhadores brancos, mesmo na ausência de

discriminação, pois, mesmo que ambos trabalhadores sejam idênticos em outros aspectos, os

coeficientes β’s do branco seriam maiores do que o do negro, e qualquer medida de

discriminação baseada nessas diferenças seria superestimada. Cotton não concorda que os

coeficientes de brancos e negros sejam diferentes num mercado não-discriminatório, pois,

mesmo que haja alguma diferença no curto prazo, no longo prazo, a tendência é que os

coeficientes β’s se igualem, quando os trabalhadores negros passarem a competir em

igualdade de condições com os trabalhadores brancos.

Na ausência de discriminação, Cotton (1988) afirma que o diferencial de salários

ocorre em função de diferentes características de produtividade, então: B*w = B*b = B*, onde

B* é a estrutura não discriminatória de salário. Dessa forma, assumindo por hipótese que

) ( * _N j B j j X X B −

∑

no diferencial de salários. Da mesma forma, assume-se que B j jX B*

∑

produtividade média do trabalhador branco, no mercado sem discriminação, então:

) ( * * j B j B j B j j B j B

j X B X X B B

B −

∑

∑

∑

significa a vantagem de tratamento, pelo mercado, do branco em relação ao negro. Da mesma

forma, temos uma similar situação em relação ao negro:

) ( * * N j j N j N j N j N j

jX B X X B B

B − = −

∑

∑

∑

sendo o diferencial médio de salários decomposto em:

) ( ) ( ) ( ln

ln * * * N

j j N j j B j B j N j B j j N

B _{W B X X X B B X B B}

W − =

∑

∑

∑

(51)

Nesta decomposição, a discriminação é estimada em cima de dois elementos, um

quando as características de produtividade do branco são valorizadas (benefício de ser

branco), e outro quando tais características do negro são desvalorizadas (custo de ser negro).

Na comparação dos resultados da equação (51), não-discriminatória, com as

equações (44) e (45) de Oaxaca, o retorno da educação e experiência foram mais

significativos para os homens brancos. Ao estimar a estrutura de salários não discriminatória,

equação (51), 49% do diferencial de salários foi devido à qualificação do homem branco, e

ser “branco” tem um benefício de 22,5% contra um custo de 28% de ser “negro”. A equação

(44) de Oaxaca subestima em 4,6% o verdadeiro valor das diferenças nas características de

produtividade, e superestima em 95,4% o componente tratamento, ao contrário, a equação

(45) equilibra o diferencial de produtividade com o diferencial de tratamento,

respectivamente, em 51,5% e 48,5%.

Neumark (1988) utilizou uma equação alternativa da decomposição de Oaxaca

qualificados, onde a função utilidade é homogênea de grau zero em relação ao insumo do

trabalho para cada grupo de qualificação.

O modelo usado para determinar a relação entre o desejo de discriminar do

empregador e a estrutura de salário não discriminatória é uma extensão do modelo de Becker

(1957) e de Arrow (1972). Numa economia de firmas idênticas, numa função de produção

f(A,B), onde A e B são, respectivamente, o trabalho não qualificado e o trabalho qualificado. Esta função é estritamente côncava e crescente. Os dois tipos de trabalho podem ter diferentes

produtividades, porém, dentro de cada tipo, homens e mulheres tem características iguais. Em

virtude da existência da discriminação, quatro tipos de salário existem: wMA, wMB, wFA, wFB,

onde wMA é o salário do homem não qualificado, wMB é o salário do homem qualificado, da

mesma forma para os salários wFA, wFB da mulher. Então, o lucro de cada firma é dado por:

B FB B MB A FA A MA B

B A

A F M F w M w F w M w F

M

f + + − − − −

= ( _, )

π

(52)

A discriminação ocorre porque os empregadores não somente derivam a utilidade

dos lucros, mas também, derivam a composição por gênero da sua força de trabalho, como

ainda, eles possuem funções de utilidade idênticas e estritamente côncavas.

) , , , ,

( MA FA MB FB U π

(53)

com UMA ≥ 0, UMB ≥ 0, UFA ≤ 0 e UFB ≤ 0. Ao menos uma dessa utilidades deve manter a

estrita desigualdade para capturar a discriminação contra a mulher ou o nepotismo a favor do

homem.

Assumindo, que a oferta de cada tipo de trabalho, para cada gênero é fixa, então as

quantidades de equilíbrio de cada tipo de trabalho por firma, é o total do trabalho ofertado

dividido pelo número de firmas. Indexando o tipo de trabalho por j = A, B, as condições de

primeira ordem para cada firma são:

Uπ(fj – wMj) + UMj = 0 U_π(fj – wFj) + UFj = 0

π

U U d_Mj = − Mj

_Uπ

U d_Fj = − Fj

As condições de primeira ordem podem ser reescritas como:

wMj = fi – dMj

wFj = fi – dFj (54)

dMje dFjsão similares aos coeficientes de discriminação de Becker (1957), onde, na

presença de discrimação temos: wMj ≥ fi ≥ wFj . Supondo que dMA = dMB = 0, não existe

nepotismo a favor do homem, mas somente discriminação contra a mulher, então (54) passa a

ser escrita como:

wMj = fi

wFj = fi – dFj (55)

Sabendo-se que os empregadores são nepotistas em relação ao homem, e

discriminadores em relação à mulher, eles requerem elevados lucros para empregar mulheres,

porém, não aceitam um lucro baixo por empregar homens. Então dMA e dMB podem ser

negativos, e dFA e dFB positivos, pois, num mercado não discriminatório, o salário do homem

pode diminuir e o da mulher pode se elevar.

O custo da discriminação é que outras restrições precisam ser impostas sobre o

desejo dos empregadores a fim de derivar uma estimada estrutura salarial não discriminatória.

A restrição imposta sobre a função utilidade é que, dentro de cada tipo de trabalho, ela é

homogênea de grau zero em relação às características do trabalho feminino e masculino, ou

seja, se a proporção de homens e mulheres de cada tipo de trabalho, está aumentando ou

diminuindo, a função de utilidade do empregador não muda, porém, essa utilidade é afetada

pela distribuição dos trabalhadores, por gênero, entre os tipos de trabalho, qualificado e não

qualificado.

A homogeneidade de grau zero implica, pelo teorema de Euler, em: UMj . Mj + UFj .

Dividindo ambos os termos por U_π: dMj . Mj + dFj . Fj = 0

Usando as condições de primeira ordem temos que:

j j j j F j j M j F M F w M w f + + = (56)

onde fj, o produto marginal do tipo j de trabalhador, é o salário pago na ausência de

discriminação, sendo expresso pela média ponderada dos salários de homens e mulheres por

tipo de trabalho, na presença de discriminação. Enquanto, por gênero, os salários de um

determinado tipo de qualificação X podem variar, devido à variação nos resíduos da equação

salário, a melhor forma de estimar os salários é usar os valores estimados da equação de

regressão, no que resulta em quatro valores estimados para o salário: wˆ_MA,wˆ_FA, wˆ_MB, wˆ_FB.

Então a estrutura de salários não-discriminatória é construída levando-se em conta

os salários wA e wB que satisfaçam a equação (56), e estimar pelo método dos mínimos

quadrados, ponderando os coeficientes J pelo número de trabalhadores por cada tipo de

qualificação. A equação (56) resulta no salário para cada tipo de trabalho que pode prevalecer

sem discriminação. Da mesma forma, que na decomposição de Oaxaca, as características

individuais dos trabalhadores são mantidas fixas, mesmo que a discriminação seja eliminada,

logo, os coeficientes podem ser estimados por mínimos quadrados dos salários estimados

pelas variáveis independentes.

Passando (56) para a forma logarítmica temos:

        + + = j j j j F j j M j F M F w M w w ) ln ln( j j j F j Mj j j F M w F w M w + +

= ln( ) ln( )

) ln(

(57)

O estimador da estrutura de salário não-discriminatória, pode ser calculado através

dos coeficientes estimados do log da regressão de salário, usando os salários ajustados e

das regressões de salário separadas, como variáveis dependentes. Dessa forma, existem J

tipos de trabalhadores, indexados por j = 1, ..., J, com cada tipo de trabalho definido por um

Mj wˆ

K-vetor Xj. Então (57) pode ser derivada para cada tipo de trabalho j, fazendo Mj e Fj ser o

número de trabalhadores de cada gênero. Denotando por Λ o vetor J com jth elementos,

temos: ) ˆ ln( ) ˆ

ln( F_j

j j j Mj j j j w F M F w F M M + + + = Λ (58)

e por X, a matriz (J x K) que descreve cada tipo de trabalhador. Fazendo

, a função a ser minimizada na estimativa do salário não

discriminatório é: (

) ...,

,

(M₁ F₁ Mj Fj

diag + +

= Ω

(

)' β)

β X

X Ω Λ−

− Λ

Minimizando em relação a :

) ' ( ) '

( Ω 1 ΩΛ

= − X X X b (59)

Considerando ainda, que os salários ajustados são regredidos em função das

características individuais dos j trabalhadores, estes são também, caracterizados pelo mesmo

conjunto de características Xj, mas indexados por i = 1, ..., N, para definir individualmente o

trabalhador, então:

∑

Dado que X

2

1

) )

ˆ

(ln( _iβ

N

i

i X w −

=

i é igual para todos os trabalhadores do mesmo tipo, e ln( é

igual para o mesmo gênero de trabalhadores de mesmas características individuais, logo:

) ˆ_i w 2 1 2 1 hom ) ) ˆ (ln( ) ) ˆ

(ln( β jβ

J j mulher Fj j j J j em Mj

j w X F w X

M − +

∑

∑

= =

(60)

Fazendo ΛM e ΛF serem os vetores J do para cada tipo de

trabalho, Ω

) ˆ ln( ) ˆ

ln(wMj e wFj

M = diag(M1, ..., Mj), e ΩF = diag(F1, ..., Fj), o que pode ser escrito como:

) ( )' ( ) ( )'

(Λ_M −Xβ Ω_M Λ_M −Xβ + Λ_F −Xβ Ω_F Λ_F −Xβ

)] ' ( ) ' [( )] ' ( ) '

[( M F 1 M M F F

LS X X X X X X

b = Ω + Ω − Ω Λ + Ω Λ

(61)

)) ˆ (ln( )

ˆ (ln( (

1

Fj j jk J

j

Mj j

jkM w X F w

X +

∑

= (62)

O estudo utilizou os dados do National Longitudinal Survey of Young Men and

Young Women (NLS), sendo desconsideradas as informações referentes aos trabalhadores

por conta própria e as pessoas que não possuíam salário. As estatísticas descritivas mostraram

que a mulher ganha, em log de salário, 0,502 a menos do que o homem, tendo em vista, o

maior tempo de experiência e a maior escolaridade deste em relação à mulher. Porém, a

decomposição alternativa do diferencial de salários, representa um percentual menor devido à

discriminação, em 13 pontos percentuais, do que o método de decomposição de Oaxaca.

Quando as variáveis dummy da indústria e da ocupação são adicionadas, a estimativa da

discriminação cai, tendo em vista que o efeito da discriminação é mensurado por tipo de

trabalho, sendo então, possível verificar o diferencial através das características individuais

entre homem e mulher.

Finalmente, Neumark (1988), conclui que o modelo de decomposição de Oaxaca,

dependendo das preferências do empregador, pode levar a diferentes valores para o estimador

da discriminação de salário, porém, o modelo alternativo desenvolvido no seu estudo, não

pode ser adotado apenas por ser contrário àquele modelo, e que a escolha do modelo

adequado a ser usado, permanece uma questão aberta.

Analisando o setor formal urbano sobre o diferencial de salário por gênero, para 34

países, Terrel (1992), mostra que as taxas da América Latina não diferem das apresentadas em

outras partes do mundo, e que as diferenças salariais não são necessariamente menores nos

países industrializados.

A metodologia de Oaxaca é usada para determinar a importância dos dois tipos de

discriminação: aquela que ocorre entre pessoas com as mesmas características de

As estimativas indicaram que discriminação foi responsável por três quartos do

diferencial de salários entre homens e mulheres na América Latina, mesmo ainda, com a

diminuição do diferencial de escolaridade entre eles.

Para explicar os baixos retornos do salário da mulher, a autora aborda estudos de

segregação ocupacional onde é mostrado que na maioria dos casos a mulher está restrita a

determinadas profissões: enfermeira, professora, secretária, balconista, vendedora,

recepcionista, empregada doméstica, cozinheira, costureira, cabeleireira, dentre outras, ou

seja, profissões relacionadas ao setor de serviços, o que traz por conseqüência, o aumento da

competição por uma vaga de emprego e redução de salário. Entretanto, esta competição para

funções executivas e gerenciais, tanto no comércio como também na indústria, quase não

existe, onde a participação feminina é bem reduzida.

Pelo lado da oferta, a razão para esse diferencial de salário, se deve ao fato que o

custo de oportunidade de ficar em casa, limita a participação feminina no mercado de trabalho

e o seu investimento em capital humano, direcionando a escolha da mulher para ocupações

que exigem menos qualificação. Pelo lado da demanda, os baixos salários são explicados

ainda, pela discriminação estatística pelo empregador, que diante de uma contratação, leva em

conta os atributos femininos negativos: gravidez, afazeres domésticos, afastamentos

temporários, etc., que geram vários custos diretos e indiretos para o empregador.

No estudo de Blau e Kahn (2000), para os Estados Unidos da América, foi

verificado que no período entre 1978 e 1999, a taxa de salário entre mulher e homem

apresentou uma elevação de 61 a 76,5%, o que representa uma redução no diferencial de

salário por gênero. Outra característica desse estudo mostra que em cada ano pesquisado

reduzida em média 7 pontos percentuais a medida em que a idade é aumentada em 10 anos,

indicando que a discriminação contra a mulher aumenta com a idade, tendo em vista, as

responsabilidades domésticas e familiares que a mulher assume na sociedade, e também,

devido a grande barreira em conseguir ascensão profissional. Analisando ainda, a evolução do

diferencial de salários dentro de cada geração, mulheres abaixo dos 35 anos de idade são mais

discriminadas do que as mulheres acima dessa idade, demonstrando menos experiência

profissional em relação ao homem. Na análise entre gerações, se constatou que a cada nova

geração de mulheres entra no mercado de trabalho, chega mais bem preparada do que a sua

precedente, o que demonstra a busca da qualificação profissional pela mulher, no que resulta,

que ela está menos concentrada em funções administrativas de suporte e de serviços gerais,

para ocupar mais cargos de gerência. Porém, ainda a mulher continua apresentando menor

tempo de experiência e sendo alocada em ocupações de baixos salários, em relação ao

homem. São apontadas como causas para a diminuição do diferencial de salários por gênero, a

melhoria da qualificação feminina e a diminuição da discriminação estatística, deixando a

mulher de ser vista pelos seus atributos negativos: maternidade, gravidez e responsabilidades

domésticas. A redução do diferencial de salários por gênero foi acompanhada de um

substancial aumento real de salário pela mulher, onde em 1978 essa diferença, em favor do

homem, era de $4,85, passando em 1988 para $3,69 e em 1998 essa diferença já tinha sido

reduzida para 3,26. Porém, a mulher ainda continua enfrentando a discriminação no mercado

de trabalho americano, onde ainda, ela detêm a maioria das responsabilidades domésticas e o

cuidado com os filhos.

2.2.2 Estudos para o Brasil

Lovell (1994) utilizou os dados do censo demográfico de 1960 e 1980, do Instituto

econômico ocorrido no período, sobre as diferenças de raça e sexo. As cinco regiões

geográficas do país foram abrangidas, sendo utilizados os dados da educação, posição na

ocupação e da renda.

No comparativo da mulher por raça, a mulher negra, em 1960, chegou a apresentar

um taxa de analfabetismo de 43%, e a mulher branca 14%, porém, em 1980 esse diferencial

foi reduzido para 12 pontos percentuais. De forma similar, os homens brancos apresentaram

maior escolaridade, sendo que em 1960, o diferencial entre brancos e negros analfabetos era

de 16 pontos percentuais, e em 1980, foi reduzido para 10 pontos percentuais.

No período analisado, a mulher se educou mais do que o homem, porém houve

diferencial por raça, onde o número de mulheres negras com ensino médio completo

aumentou 19 pontos percentuais, e entre a mulher branca foi de 29 pontos, passando de 18%

em 1960, para 47% em 1980. Em relação aos homens, o negro obteve um aumento de 10

pontos percentuais, e o branco, um aumento de 20 pontos, passando de 11% em 1960, para

31% em 1980, o que demonstra maior ganho em escolaridade conquistado pela mulher em

relação ao homem.

Em 1960, a maioria das mulheres estava presente em ocupações de baixa

qualificação, sendo que as brancas ocupavam 35,7% dessas ocupações contra 74% das negras,

porém, entre os homens ocorre o inverso, onde 12,6% dos trabalhadores brancos são

desqualificados, contra 11,7% dos negros. Já em 1980, com o crescimento econômico, foi

observada uma grande melhoria na qualificação de todos os trabalhadores, porém, 43,5% das

negras ainda se encontravam em empregos de baixa qualificação, contra 3% dos homens,

brancos e negros, que estavam na condição de sem qualificação. O aumento da escolaridade

da mulher fez com que ela superasse o homem nas funções administrativas e técnicas, e

cargos, o homem é maioria. Sobre as ocupações menos qualificadas, ainda é maior a

participação feminina, principalmente, a mulher negra.

Apesar do ganho em escolaridade conquistado pela mulher, ela manteve seu

rendimento inferior ao do homem, sendo que a diferença salarial por gênero foi mais elevada

do que por raça, mesmo que os resultados indiquem que quanto mais anos de estudo tiver uma

pessoa, maior será a probabilidade de estar numa ocupação mais qualificada. Entretanto, a

raça e o gênero influenciam essa probabilidade, onde a mulher branca apresenta maior

probabilidade do que a mulher negra, com similar qualificação, da mesma forma, o homem

branco é favorecido em relação ao homem negro, como ainda, o homem possui maior

probabilidade de estar numa melhor ocupação do que a mulher.

A decomposição do diferencial de salários revela significativo percentual de

discriminação contra a mulher e contra o negro, onde 24% do diferencial atribuído a

discriminação está entre homens brancos e negros, 51% entre homens brancos e mulheres

negras e 86% entre homens e mulheres brancos, demonstrando que a discriminação por

gênero é maior do que a discriminação por raça.

Ometto et al. (1997) ao estudarem a discriminação por gênero e a discriminação

ocupacional para os estados de São Paulo e Pernambuco, no período de 1981-1990, com

dados da PNAD. Verificaram que nos estados analisados, a maioria das ocupações são

dominadas pelos homens, em média, 65% para São Paulo e 63% para Pernambuco.

Conforme o índice de segregação de Duncan, a segregação ocupacional por sexo é

elevada, no entanto, para São Paulo, esse índice tem um pequena queda no período analisado,

diferente da pequena elevação em Pernambuco. Esses movimentos opostos mostram a

realidade pernambucana onde houve redução da mulher em trabalhos masculinos