O impacto do desemprego na probabilidade dos homens tornar-se menos casáveis

O IMPACTO DO DESEMPREGO NA PROBABILIDADE DE OS

HOMENS TORNAREM-SE MENOS CASÁVEIS

Carlos Wagner Mesquita

Orientador: Prof. Dr. Adolfo Sachsida

Brasília, setembro de 2003.

Banca Examinadora:

__________________________________________________________

Prof. Dr. Adolfo Sachsida

(orientador)

__________________________________________________________

Prof. Dr. Paulo Roberto Amorim Loureiro

(examinador interno)

__________________________________________________________

Prof. Dr. José Aroldo Mota

(examinador externo)

Ao Prof. Dr. Adolfo Sachsida por duas de suas qualidades reluzentes: como mestre, ao saber mostrar o caminho, apontar os defeitos com sinceridade e ter a paciência em se obter o bom conhecimento. Como Economista, por ser uma mente que marca densamente o seu tempo.

Ao Prof. Dr. Paulo Loureiro, cujos conhecimentos na sua área de atuação foram decisivos na elaboração deste trabalho.

Aos professores, doutores, Jaime Orrillo, Ricardo Araújo, Rogério Miranda, Tânia Morvan, Tito Moreira e Victor Gomes por terem, com zelo e competência, colaborado de forma marcante para o meu acúmulo de conhecimento.

Aos meus colegas, em especial à Valéria e à Adriana, pela paciência e esforço conjunto nas longas horas de estudos, igualmente extensivos ao Fernando, Paulo, Max , André, Pedro, Ricardo.

RESUMO

ABSTRACT

1 INTRODUÇÃO ...

8

2 REVISÃO DA LITERATURA ... 13

2.1 O Casamento e o divórcio na teoria econômica... 13

2.1.1 O ganho do casamento ... 14

2.1.2 Modelos teóricos ... 21

2.2 A escassez de homens casáveis, raça e retração no casamento... 24

2.3 Estado civil e a duração do desemprego entre homens brancos ... 28

2.4 Homens casáveis e taxas de casamento: um teste da hipótese de Wilson ... 34

2.5 O aspecto econômico da estrutura familiar ... 44

2.6 Desemprego, casabilidade e prostituição ... 53

3 METODOLOGIA ... 55

3.1 Modelo de emprego relacionado com o casamento ... 55

3.2 Estrutura econométrica ... 58

3.2.2 Estimando o modelo ... 60

4 OS RESULTADOS ECONOMÉTRICOS ... 62

4.1 Período de 1992 a 1996 ... 62

4.2 Período de 1997 a 2001 ... 65

4.3 A penalidade do status de emprego ... 68

5 CONCLUSÃO ... 72

RESUMO

– Esta dissertação tem como objetivo verificar se a corrosão familiar pode ser traçada por eventos econômicos que resultem em desemprego masculino, analisando os estados civis (solteiro e casado) dos homens e sua relação com os níveis de emprego ao longo do tempo. Para se atingir este objetivo, será estimado um modelo de regressão probit bivariado, utilizando pseudo-panel em dois períodos de tempo, de 1992 a 1996 e de 1996 a 2001. Os dados a serem utilizados no estudo derivam da Pesquisa Nacional por Amostragem Domiciliar - PNAD. Os resultados mostraram que, para os indivíduos jovens, com idade entre 18 e 30 anos, o desemprego claramente torna os homens menos casáveis.

ABSTRACT

–

The aim of this dissertation is to verify whether marital erosion can be triggered by economic events which bring about male unemployment by analyzing the marital status (single and married) of men and its relationship with employment levels on the long run. In order to reach this objective, a bivariate probit regression model will be estimated, using pseudo-panel data in two periods of time, from 1992 to 1996 and from 1997 to 2001. The data which will be used are from the Home Sample Brazilian National Survey – PNAD. The results revealed that, for young individuals, between 18 and 30 years old, unemployment clearly makes men less marriageable.

Key words: marriageable men, employment, unemployment, labor market,

1. INTRODUÇÃO

O desemprego é um assunto que tem sobeja importância no universo da ciência econômica, bem como é concreta a sua relevância no trato prático da economia, seja no âmbito de políticas governamentais, seja na alocação ótima de recursos por parte das empresas. Não é difícil perceber que a preocupação em se buscar sempre uma quantidade máxima de pessoas empregadas, nos diversos segmentos da estrutura econômica, tem sido uma preocupação relevante dos governantes ao redor do mundo e essa ação tem se mostrado cada vez mais prioritária para a maioria dos países, entre eles o Brasil. Embora sendo a maximização do lucro o eixo central da dinâmica operacional das firmas, estas também acabam se engajando, direta ou indiretamente, na busca da redução do desemprego quando se alinham na determinação de políticas econômicas, setoriais ou não, que objetivem alcançar o crescimento econômico sustentado.

feminina nos grupos de idade intermediária e o declínio da participação de jovens e idosos de ambos os sexos. De modo geral, a conclusão que se obtém de tais estudos é que o agrupamento masculino da PEA continua envolvido pelas restrições estruturais, às quais se adiciona uma sobre-pressão advinda do crescimento da participação feminina no mercado de trabalho.

A importância dessa questão nos leva igualmente a buscar respostas no âmbito individual, particularmente no que tange às restrições vividas pelos indivíduos inseridos na população economicamente ativa, para continuarem empregados ou que lhes impõem uma mudança de situação empregatícia. Dentro do conjunto dessas restrições, destacamos o estado civil das pessoas que merecerá nossa atenção no desenvolvimento desta dissertação.

liberava a distribuição de terras aos filhos), como bem mostra Lee (1973, 1981) e Richards (1983). Em tendência oposta, era esperado um aumento do número de “solteirões”, o crescimento das separações conjugais e uma queda na freqüência dos primeiros nascimentos quando as sociedades enfrentavam uma crise econômica forte e duradoura.

A relação, no aspecto econômico, do estado civil masculino com o estado de emprego tem merecido, mormente em outros países, recorrentes pesquisas acadêmicas. Assim o fez Aaron (1994) revelando o efetivo vínculo entre os dois estados (civil e de emprego) e o quanto tal junção pode afetar a condição de casabilidade dos homens. De igual forma Wood (1995), ao testar a hipótese de Wilson (1987), verifica que a diminuição nas taxas de casamento entre negros é devida primordialmente ao declínio dos níveis de emprego masculino entre eles. Morgan (1995) argumenta que aquela maioria (de homens) vulnerável às vicissitudes da economia é provavelmente também a que evita casar.

2. REVISÃO DA LITERATURA

2.1- O CASAMENTO E O DIVÓRCIO NA TEORIA ECONÔMICA

Como frisa Balbinotto Neto (1992), o casamento é visto, numa visão econômica, como uma relação contratual firmada entre um homem e uma mulher, no caso de uma união monogâmica, entre um homem e duas ou mais mulheres (casamento poligênico), entre uma mulher e dois ou mais homens (união poliândrica) ou mesmo entre pessoas do mesmo sexo – a união homossexual. Tais contratos, mesmo que somente verbais, têm papel fundamental nas sociedades, exercendo a base institucional para a perpetuação da raça humana.

Os trabalhos pioneiros de Becker (Teoria do Casamento I e II, 1973, 1974), iniciam o enfoque dos economistas utilizando a análise econômica para explicarem a família: por que, com quem e quando as pessoas se casam, se vale a pena casar ou não, as razões dos rompimentos matrimoniais. Tratando enfim dos aspectos econômicos envolvendo os relacionamentos mistos no namoro, noivado e nas formas de casamento, relacionando ainda tudo isso com o crescimento populacional, as taxas de crescimento econômico e a distribuição de renda, entre outros fatores. Nas palavras de Becker: os padrões de casamento têm grandes implicações no número de nascimento de bebês, desigualdade de renda, seleção genética natural de diferentes características ao longo do tempo e alocação de lazer e de outros recursos familiares.

seja pelos seus pais, a teoria da preferência pode ser perfeitamente aplicada, isto é, os noivos têm a expectativa de que seus níveis de utilidade cresçam mais que os da utilidade de permanecerem solteiros, ao se decidirem casar. O segundo é que muitos homens e mulheres competem entre si na procura de seus parceiros, o que permite presumir que existe um mercado de casamento, onde cada indivíduo tenta encontrar seu parceiro ideal, escolha essa sujeita às restrições impostas pelas condições desse mercado.

Esses dois princípios facilmente explicam porque a maioria dos adultos está casada e porque os acasalamentos mistos realizados por riqueza, educação e outras razões são semelhantes e se sobrepõem a condições aparentemente muito diferentes.

2.1.1 - O ganho do casamento

Seguindo a teoria do comportamento familiar, ainda na visão de Becker, assume–se que a utilidade do casamento não depende diretamente de mercadorias e serviços adquiridos no mercado local, mas das commodities produzidas por cada família. Elas são produzidas particularmente com o mercado de mercadorias e serviços, como também com o próprio tempo de diferentes membros da família. Importante ainda considerar que tais commodities não são comercializáveis ou transferíveis entre as famílias, embora isso possa acontecer entre os membros de cada uma delas.

como consumo ou produção como usualmente é mensurado, e cobrem uma grande parcela de propósitos e atividades humanas. Contudo, todas as commodities podem ser combinadas dentro de um mesmo agregado solteiro, denominado de Z. A condição suficiente para justificar tal agregação com pesos fixos é que todas as commodities têm retornos constantes de escala, usam fatores na mesma proporção e são afetadas do mesmo modo pelo aumento de produtividade das variáveis, como, por exemplo, educação. Daí, diferentes commodities poderiam ser convertidas em suas equivalentes, em função de uma única mercadoria qualquer por usar os preços fixos relativos dela como pesos. Estes pesos seriam independentes da escala de produção da commodity, os preços das mercadorias e o tempo de diferentes membros da família, assim como do nível de produtividade.

Maximizar a utilidade torna-se assim o equivalente a maximizar, para cada pessoa, o total de Z que o homem ou a mulher recebe. Por outro lado, a concentração na produção e distribuição de Z não implicam em transferência de utilidades, a mesma função de preferência para diferentes membros da mesma família, ou outras hipóteses especiais sobre preferências.

A função de produção para cada família que relata o total de produção de Z (Becker, 1973), relativa a diferentes fatores de produção, é dada por

Z = f (x1, ..., xm; t1, ..., tk, ; E), (1)

onde

x representa os vários mercados de mercadorias e serviços; t o tempo dos fatores de diferentes membros da família; E representa as variáveis internas.

m k

i i j j j

p x

=

w l

+

ν

∑

∑

(2)

onde

w

j é o salário do j-ésimo membro da família;

l

_{j o tempo que o j-ésimo membro gasta trabalhando num setor do mercado;}

e

ν

é o atributo da renda.

l_j e t_j estão relacionados à restrição básica de tempo: l_{j + tj = T, para todo j, (3)}

onde T é o total de tempo de cada indivíduo. Substituindo (3) em (2), os bens e o tempo de restrição podem ser combinados numa restrição global de renda de um indivíduo solteiro:

m k k

i i j j j i

p x

+

w t

=

w T

+ =

ν

S

∑

∑

∑

(4)

onde Si é a renda padrão global (renda máxima monetária realizável) e wj é

constante.

Supõe-se que uma redução na produção total Z da família não coloca nenhum membro em melhor ou pior situação em relação aos demais. Conseqüentemente, cada membro estaria disposto a cooperar na alocação dos seus bens e do seu tempo para auxiliar na maximização do total de Z. As condições necessárias para maximizar Z implicam em

( / ) ( / )

ti i i

tj j j

MP Z t w

MP Z t w

≡ ∂ ∂ =

≡ ∂ , para todo 0 < t < T (5)

tk k

tj j

M P

M P

w

µ

=

₍₆₎

onde µ_k ≥w_k é o preço-sombra do tempo de k. Tem-se também que

ti i tj j

MP p

MP = w para todo xi > 0 e 0 < tj < T. (7)

Cada membro da família coopera e aloca seu tempo nos setores do mercado e fora deles em proporções adequadas.

Se M e F são casados, essa família é assumida para conter somente dois tempos de insumos tm e tf, e, como simplificação, ignora-se o tempo dos filhos e de

outros membros vivendo na mesma família. Desde que eles permaneçam casados, Tm = Tf = 24 horas por dia, 168 horas por semana, as equações (4) e de (5) a (7)

determinam a alocação do tempo de M e de F entre os setores do mercado e fora deles. Mais tempo seria alocado num setor de mercado (e menos em algum setor fora dele) por M do que por F se wm > wf e se MPtf > MPtm quando tf = tm.

Certamente F se especializaria no setor fora do mercado (lf = 0) se wm / wf ou MPtf

/ MPtm forem suficientemente grandes.

Os membros solteiros da família são considerados exatamente como os casados, exceto para Tf = 0 quando M é solteiro e Tm= 0 quando F é solteiro. Os

membros solteiros da família alocam seu próprio tempo somente entre os setores do mercado e fora deles para satisfazer a equação (7). As pessoas solteiras geralmente alocam o tempo delas de modo diferente dos indivíduos casados porque não têm bens e tempo ofertados por um parceiro. Essas diferenças dependem particularmente das elasticidades de substituição entre xi, tf e tm , e particularmente

das diferenças entre as taxas de salário de mercado wm e wf. Daí, F solteiro

maior percentual de excesso de wm em relação a wf. Empiricamente, sabe-se que

mulheres solteiras trabalham mais que mulheres casadas e homens solteiros trabalham menos que os homens casados1.

Se Zm0 e Zof são a produção máxima dos solteiros M e F, e mmf e fmf são suas

rendas quando casados, a condição necessária para M e F casarem é dada por

m

mf

≥

Z

m0

f

mf

≥

Z

0f (8)

Se mmf + fmf, que é o total de renda produzida pelo casamento, está identificada

com a produção do casamento, a condição necessária para casar é dada por

m

mf

+

f

mf

≡

Z

mf

≥

Z

m0

+

Z

0f (9)

Desde que, em todas as sociedades, a maioria dos homens e mulheres com mais de vinte anos é casada, a equação (9) é necessária por razões fundamentais que não são únicas no tempo ou espaço.

Soa um tanto mentirosa a explicação óbvia de que o casamento entre homens e mulheres vem exclusivamente do desejo e da atração física e emocional entre os sexos. Nenhuma explicação distingue mais acentuadamente familiares casados de familiares solteiros, ou os membros gerais do mesmo sexo, que a presença, mesmo indireta, dos filhos. Pode-se adquirir limpeza, comida e outros serviços, mas não os próprios filhos: ambos, homem e mulher, são requeridos para produzi-los e, talvez, criá-los. Esse envolvimento físico e emocional entre, primordialmente, indivíduos de sexo diferente, chamado amor, pode reduzir os custos dos freqüentes contatos e de transferência de recursos entre cada um deles, quando habitam o mesmo teto.

1

Pode-se dizer que economias de escala podem ser asseguradas por ligações familiares, porém um homem e uma mulher podem igualmente tirar proveito dessa vantagem quando repartem casa e comida. Conseqüentemente, a explicação do por que homens e mulheres vivem juntos vai além de economias de escala.

A importância do amor e dos filhos implica que, com retornos constantes de escala, M (identificando o homem) e F (identificando a mulher) ganham em casar porque tm e tf não são substitutos perfeitos para cada um deles ou para bens e

serviços ofertados pelas firmas ou famílias. Quando a substituição é imperfeita, indivíduos solteiros não podem produzir pequenas escalas equivalentes à combinação ótima de insumos realizada por casais. Por conseguinte, o preço-sombra de uma hora de tf para um M solteiro – o preço que ele estaria disposto a

pagar por tf – excederia wf e o preço-sombra de tm para um F solteiro – o preço que

ela estaria disposta a pagar por tm – excederia wm. Assim, ambos ganham em casar

pois M então, com efeito, pode comprar uma hora de tf com wf e F também pode

adquirir uma hora de tm com wm, a preços menores que eles estariam dispostos a

pagar. Claro que isto também é porque indivíduos casados usam quantidades positivas de tf e de tm.

A explicação de Becker (1973) para o ganho do casamento centra-se na complementaridade entre M e F. Esse ganho pode ser expressado como uma função relacionando Z com tm, tf e x, que pode ser indicada na forma de uma função

Cobb-Douglas:

e f b a

t

t

kx

Z

m

=

₍₁₀₎

Claramente, Zm0 = Z0f = 0 desde que tanto tm quanto tf são necessários para

produzir Z (Z=0 se tm ou tf = 0), considerando que Z pode assumir qualquer valor.

positiva quando alguns insumos estão ausentes, contudo menos eficientemente que quando todos estão presentes.

Becker (1973) ainda reforça sua análise do casamento argumentando em favor da complementaridade na união de homem e mulher. Deixa claro que a união monogâmica é a mais eficiente forma de acasalamento das pessoas, identificando um retorno decrescente de escala quando, na união entre um homem e uma mulher, acrescenta-se outras pessoas para viver maritalmente com o casal.

O ganho do matrimônio deve ser comparado aos seus custos, incluindo aí as despesas da legalização da união e gastos com a procura do(a) companheiro(a), para se decidir se vale pena casar. Quanto maior o ganho relativo a custos, maior será o ganho líquido do matrimônio, implicando, então, que um maior número de pessoas casarão.

O ganho maior e mais complementar está nos insumos, isto é, no tempo dos cônjuges e nos bens do mercado, e centrado no desejo de criar os próprios filhos. Assim, indivíduos com uma disposição relativamente menor em criar filhos ou se casam tardiamente ou rompem seus matrimônios mais cedo, ou ambos. O ganho de casar depende também das oportunidades de mercado. O efeito da variação nessas oportunidades pode ser analisado mais facilmente, equacionando a produção máxima de um indivíduo no casamento e sua renda global, diminuída dos seus custos médios de produzir uma unidade de produção. Por exemplo, com retornos constantes de escala, a produção de um lar com ambos os membros participando da força de trabalho, pode ser assim escrita:

(

, ,

)

mf m f

mf

mf m f

S S S

rendaglobal Z

customédiodeprodução Cmf w w p C

+

onde Cmf depende da taxa de salário, de tm e tf e do preço de x. A produção dos

membros solteiros da família pode ser escrita da mesma forma, exceto que somente um preço de tempo entra na função custo Cm e Cf.

Qual seria o efeito do aumento da renda no incentivo para casar? Se somente as propriedades das rendas de M e F, νm e νf, crescem exógenamente no mesmo

percentual, e se νm/Sm = νf/Sf, então Sm, Sf e Smf também cresceriam no mesmo

percentual. Para retornos constantes de escala, Zm0, Z0f e Zmf - o ganho absoluto de

casar, também cresceria no mesmo aumento percentual da renda global, desde que a) nem Cmf, Cm ou Cf sejam afetados pelo crescimento da propriedade das rendas,

b) tanto M quanto F continuem a participar da força de trabalho e c) a propriedade da renda não seja afetada pela alocação do tempo. Desde que um aumento na propriedade da renda não afete grandemente o custo de se casar, o incentivo para casar também aumentaria.

2.1.2 – Modelos teóricos

Discorrendo ainda sobre a teoria envolvida no casamento, podemos desenvolver uma tipificação dos modelos normalmente usados nesse estudo. Assim, temos:

modelos comparativos (Becker, 1973, 1981)

normalmente são usados para discutir a casamento e o seu mercado. Estrutura:

b) num modelo de informação completa, os participantes do mercado de casamento buscam comparações ótimas: o mercado maximiza o total de resultados de todos os casamentos possíveis;

c) a comparação ótima é obtida por intermédio da comparação de acasalamentos mistos positivos (complementares na produção familiar) com acasalamentos mistos negativos (tidos como substitutos da produção familiar).

A maioria encontrada é de acasalamentos mistos positivos, significando que homens de “alta qualidade” se casam com mulheres idem.

Quando as informações são incompletas no mercado de casamento, os pesquisadores costumam usar modelos que apresentam as seguintes características:

i) os participantes apresentam uma distribuição de oferta potencial de casamento ao mercado (Becker, Landes e Michael, 1977; Oppenheimer, 1988);

ii) estas ofertas são reveladas através de dispendiosos processos de pesquisas;

iii) os participantes determinam uma oferta-reserva, onde os benefícios de pesquisa contínua igualam os custos dessa mesma pesquisa;

iv) aceitam a primeira oferta que excede a oferta-reserva;

v) sofrem limitações através dos altos custos da pesquisa de identificação do(a) parceiro(a), seu curto período de tempo de exposição e procura na escolha dos traços dos ofertantes, detalhes esses inseridos nos segmentos do mercado de casamento.

1) somente homens casáveis entram no mercado de casamento;

2) os homens só resolvem casar se se consideram capazes de encontrar um padrão mínimo de suporte para a família;

3) para um homem com renda baixa, ou fraco agregado no mercado de trabalho, não é imediatamente óbvio que a utilidade de estar solteiro automaticamente excederia a sua utilidade de estar casado;

4) somente homens que têm confiança na capacidade de suas rendas futuras considerariam o casamento como plausível.

Especificamente para o estudo da teoria de Wilson, Wood (1995) constrói uma estrutura de modelo com as seguintes características:

a) assume-se que as mulheres somente aceitam casar com homens que demonstram ter um mínimo de capacidade no mercado de trabalho;

b) o critério de casabilidade seria igual ao do modelo de informações incompletas, aqui considerando a oferta-reserva de uma mulher;

c) a oferta-reserva se ajustaria de forma declinante em resposta à diminuição de oferta de esposos potenciais, existindo um mínimo nessa oferta abaixo da qual uma mulher não ajustaria sua oferta-reserva pois, a partir daí, seria menos atrativa que a opção de permanecer solteira;

e) as mulheres poderiam ver o status econômico do homem como a melhor proxy disponível para suas futuras rendas potenciais;

f) levando em conta o universo dos maridos potenciais, as mulheres poderiam então formar um nível mínimo aceitável de sucesso no mercado de trabalho corrente, correspondendo a um nível mínimo aceitável de renda de um marido potencial; g) homens que alcançariam esse nível mínimo de sucesso

econômico corrente, poderiam ser vistos como o conjunto de indivíduos masculinos casáveis de Wilson;

2.2 – A ESCASSEZ DE HOMENS CASÁVEIS, RAÇA E RETRAÇÃO

NO CASAMENTO

Lichter et al. (1992) desenvolveram uma pesquisa, avaliando modelo de busca matrimonial que vincula a quantidade e qualidade de homens disponíveis para casar à transição ao primeiro casamento, entre mulheres negras e brancas (estas não latinas), nos Estados Unidos. Os dados por eles analisados foram disponibilizados do censo de 1980 (percentual de sexo) e do National Longitudinal Survey of Youth - NLSY, no período de 1979 a 1986, referentes a históricos de matrimônio de mulheres disponíveis para casamento.

trabalho (England e Farkas, 1986; Oppenheimer, 1988). O mercado local de casamento é conceituado como uma arena, onde os futuros parceiros procuram alugar um companheiro matrimonial conveniente. Nesse mercado, o futuro cônjuge procura encontrar o melhor parceiro entre aqueles disponíveis. Ele avalia seus próprios ativos (ou seja, sua atratividade, renda etc) e capacidade de negociação no mercado de casamento para escolher o cônjuge que o complementa ou que melhor substitui estes seus dotes.

A probabilidade de casar, portanto, depende das qualificações do(a) interessado(a), e dos seus competidores, e na disponibilidade de esposa(o)s potenciais com características convenientes.

potenciais e suas características (como, por exemplo, raça) restrigem as perspectivas e oportunidades de casar. As restrições e as diferenças entre oferta e demanda no mercado implicam que uma porção dos indivíduos nele inseridos permanece sem casar, ou casa mais tardiamente. Vale lembrar também que diminui a probabilidade de acasalamento misto quando há carência de parceiros potenciais com características de complementaridade, afetando a formação do primeiro casamento (Oppenheimer, 1988).

Fornecendo maior rigor à definição de mercado de casamento, os autores o conceituam como as áreas onde se situa o indivíduo e sua vizinhança. Os parceiros potenciais são encontrados dentro de áreas delimitadas nas quais se desenvolvem as atividades diárias de trabalho do indivíduo, a vizinhança de moradia e várias organizações. Assim, o mercado local de casamento se diferencia de pessoa para pessoa. Entendem os autores que um déficit na quantidade e qualidade dos homens deprimirá a transição ao primeiro matrimônio das mulheres, enquanto que um superávit de homens terá efeito contrário. De qualquer forma, desenvolver indicadores apropriados para o mercado de casamento é uma tarefa difícil, tanto conceitual quanto metodologicamente. Por exemplo, para uma dada mulher, qual é o grupo de perspectivas convenientes de um futuro esposo? Os autores calcularam quatro medidas de disponibilidade local de cônjuges que estão ligadas a cada pessoa/ano no NLSY: o percentual de sexo e três variações do índice MMPI de Wilson (1987). Portanto, a taxa específica/idade/raça de sexo (SRi) para cada

mulher jovem é dada por:

9

7

2

i i i

i i

i i

M S R

F +

+

−

=

∑

onde

SRi = taxa específica/idade/raça de sexo para mulher de idade i;

Mi = quantidade de homens não casados (da mesma raça) com idade i;

Fi = quantidade de mulheres da mesma raça, não casadas, com idade i no

mercado de casamento local. Exemplo:

para uma mulher branca, com vinte anos de idade, a taxa de sexo relevante é o número de homens brancos de 20 a 29 anos de idade, dividido pelo número de mulheres brancas de 18 a 27 anos. Assim, cada mulher extraída do NLSY é caracterizada por uma taxa de sexo baseada num grupo de idade de intervalo total de 10 anos, no qual o numerador é um grupo de parceiros potenciais e o denominador, um número de mulheres no mercado local de casamento que são também parceiras apropriadas para esses homens.

O índice MMPI restringe o numerador na equação (1) aos homens empregados. Foram formuladas três versões para esse índice:

1) uma para homens estritamente empregados;

2) outra para homens empregados em tempo integral, trabalhando 50 ou mais semanas por ano e 35 horas por semana, ou mais, no ano de 1979; e 3) uma terceira, para homens com renda excedendo o limite mínimo (de

pobreza) de 7.412 dólares em 1979.

Processados os dados nos modelos com regressão logit de tempo discreto, verificou-se que, aos 28 anos, por exemplo, 80% das mulheres brancas estavam casadas enquanto que entre as negras esse percentual foi somente de 50%, significando que, nessa idade, o percentual de mulheres negras disponíveis é muito maior que de mulheres brancas. A diferença nesta comparação existe, em percentuais diferentes, desde a idade de 19 anos e que vai aumentando conforme cresce a idade das mulheres pesquisadas.

Jovens mulheres que são educadas com valores tradicionais de família têm maiores probabilidades de casar mais cedo. Por outro lado, como previsto, a demora em casar está associada positivamente com o grau de escolaridade dessas mulheres. Surpreendentemente, os resultados não dão suporte para a explicação que uma retração nos níveis de casamento está relacionada com o aumento da independência econômica da mulher, assim como o recebimento de ajuda pública não está ligado à transição matrimonial, sugerindo que a renda vinda da ajuda governamental não subsidia a procura por casamento ou cria desestímulo ao matrimônio. Ao contrário da visão comum, a educação, renda e emprego corrente das mulheres estão positivamente associados ao ato de casar.

2.3 – ESTADO CIVIL E A DURAÇÃO DO DESEMPREGO ENTRE

HOMENS BRANCOS

estrutura familiar. Particularmente, essa literatura indica a importância da renda e da estabilidade de emprego dos homens aos aspectos social, econômico e de bem-estar psicológico das famílias. Quando o homem se vê desempregado, ou sofre uma queda substancial na sua renda, os danos econômicos resultam em grandes mudanças nos padrões da família, revelando uma interação que pode levar à dificuldade de sobrevivência, sofrimento e até ao rompimento matrimonial (Conger et al., 1990; Elder et al, 1992; Liem e Liem, 1990; McLoyd, 1989; Rook, Dooley e Catalano, 1991; Voydanoff e Donnelly, 1988). Tal situação, portanto, sugere que o estado civil tem uma importante correlação com o comportamento dos homens no mercado de trabalho.

Teachman, Call e Carver (1994) seguem essa linha de pesquisa, buscando estimativas empíricas para o efeito do estado civil masculino sobre o período de desemprego, numa amostra de homens brancos, no estado de Washington, procurando, por conseguinte, aprofundar o estudo do vínculo do estado civil dos homens brancos com o risco de desemprego enfrentado por eles. Como informação, pesquisas revelam que, uma vez desempregados, os homens casados gastam consideravelmente menos tempo para novamente empregar-se que os homens solteiros, como revelam os estudos de Nickell (1979) em território britânico, quanto de Valletta (1991) nos E.U.A.

dos salários ao longo do tempo podem ser construídas, as pesquisas anteriores não têm examinado tais trajetórias e suas ligações com o desemprego, além do que trajetórias salariais mascarariam possíveis grandes variações para homens casados e solteiros. O impacto econômico do desemprego é menos variável e tem mais probabilidade de refletir substancial mudança nos recursos econômicos disponíveis para a maioria das famílias. Além disso, existem fortes evidências sugerindo que o desemprego está mais ligado aos rompimentos matrimoniais do que aos baixos salários (Roos e Sawhill, 1975); e 3) o desemprego, por retirar abruptamente os recursos econômicos dos indivíduos, traz conseqüências negativas para a auto-estima e o bem-estar emocional dos homens Liem e Rayman (1982), [Atickinson, Liem e Liem (1986); Dooley, Catalano e Rook (1988); Kessler, Turner e House (1989); e Voydanoff (1990)]. Todas essas noções evidenciam que a força dessas relações vem da posição central que o trabalho ocupa na feitura da auto-realização do homem.

Considerada a importância do desemprego como área de investigação, cabe uma pergunta: o que esperar da relação entre estado civil e desemprego? A literatura sugere que essa relação pode ser causal ou espúria. Como espúria, os casados têm características diferentes dos solteiros, que podem consistir ou de dotação de capital humano (educação, experiência etc) ou de características sociais e psicológicas (habilidade para trabalhar com o público, motivação etc) que estão simultaneamente ligadas, tanto com o estado civil quanto com o emprego. Algumas pesquisas têm sugerido que as relações espúrias resultam da seleção de produtividade dos homens dentro do casamento.

casamento. Boa parte da literatura aponta que homens com características positivamente avaliadas na força de trabalho são mais prováveis de casar ou de recasar (Espenshade, 1985; Wilson e Neckerman, 1986; Martin e Bumpass, 1989 e Cherlin, 1992). Considerando que virtualmente todos os homens casam, este argumento provavelmente é mais eficiente na fase jovem do indivíduo, quando diferenças na cronometragem do matrimônio seriam mais lucrativas dentro do mercado.

A literatura, tratando da relação entre estado civil e salários de homens casados, aponta que altos salários de homens casados não podem ser atribuídos a diferenças no capital humano básico, como educação e experiência. Naskoteen e Zimmer (1987) relatam que a interligação entre variáveis de capital humano de homens casados (tais como educação, experiência) e altos salários pode ser devida a características não especificadas ou observadas, embora, sabe-se, essas conclusões são baseadas em experimento estatístico falho. Além do mais, não há evidência obrigatória de que a forte relação entre estado civil e salário é espúria.

argumento causal, o matrimônio é tido como um estímulo ao investimento em capital humano, em vez de o investimento representar uma espora para o casamento.

Tentando avaliar o mérito relativo de cada um desses argumentos, Teachman, Call e Carver (1994) usaram os dados do Career Development Study (CDS), do qual separaram 2.851 homens brancos, acompanhando suas idades de 16-18 anos até 29-31 anos, justificando que nesse período de vida a maioria dos homens termina seus estudos, trabalha em tempo integral e casa. Depois realizaram alguns procedimentos para obter uma configuração correta dos dados, considerando aspectos como o desemprego entre homens jovens, recém-saídos da escola, a duração do desemprego, e ainda usando três definições de desemprego: a) definição clássica (ASSPELLS); b) desemprego que não inclui o tempo de estudo do indivíduo (NOSCHOOL); e c) desemprego restrito, onde exclui o tempo de estudo do indivíduo e rastreia o emprego em tempo integral de cada um (FULLJOB).

Os autores usaram o seguinte modelo de taxa hazard:

0

( )

t

( ) exp(

t

X

_i

)

λ

=

λ

−

β

onde

( )t

λ = risco de ficar desempregado de um emprego contratado;

i

X β

− = indica os efeitos da covariância na mudança da linha básica da taxa

hazard, λ0( )t , acima ou abaixo.

Mais usualmente, os analistas procedem especificando cada uma das formas paramétricas de tempo contínuo para uma taxa hazard da linha básica, ou ajustando uma aproximação de tempo-discreta para um resultado dicotômico de um grupo de intervalos observados, baseado na duração observada (Allison, 1982).

0 0

lo g

( )

i

t

i i

s d s

X

λ

=

β

+

ε

∫

onde

i

ε

é uma formulação extrema de valores para as especificações hazard

proporcionais. A probabilidade de fracasso no tempo t do indivíduo i, é

1

( )

t i t i X it X

f

d

η β η β

ε

ε

− − −

∫

Dado que

ε

segue uma distribuição de valor extremo, pode ser mostrado que a função log-verossimilhança para esta última equação toma a forma de um modelo logit ordenado (Han e Hausman, 1990). Os parâmetros

η

_i e β podem ser estimados dos dados.

Em outras palavras, um modelo de taxa hazard de tempo-discreto pode ser formulado para os dados de duração do desemprego pela estimação num modelo logit ordenado.

estimados para o estado matrimonial no contexto multivariado é maior que os efeitos bivariados. Este padrão indica que o efeito do estado civil realmente pode ser suprimido devido a diferenças na composição do controle das variáveis. Em grande parte a supressão parece ocorrer porque os homens casados têm, levemente, menos educação.

Não há, também, suporte para a noção de que o estado matrimonial tem uma influência causal direta com a duração do desemprego. Enquanto os homens continuam a acumular experiência de trabalho depois de casar, assim como educação adicional, medidas de acumulação destas variáveis não adicionam significativamente ao modelo, de modo a não desagregar a cronometragem e seqüência destas dotações de capital humano. Por outro lado, nem os padrões dos efeitos sugerem que acumulações pós-matrimônio são mais importantes que as de pré-matrimônio embora, de fato, as acumulações pós-matrimônio mostram ter pequeno, ou quase nenhum, efeito na taxa de deixar o desemprego.

De todo modo, os autores mostram que os homens casados assumem seriamente a condição de provedores econômicos da família. Se ficam desempregados, permanecem significativamente menos tempo sem emprego que os homens solteiros: na pesquisa, para um dado mês, os casados têm entre 50% a 100% mais chances de conseguir um emprego que os homens solteiros.

2.4 – HOMENS CASÁVEIS E TAXAS DE CASAMENTO: UM TESTE

DA HIPÓTESE DE WILSON

SMSA - esse banco de dados forneceu mais de 250.000 amostras, sendo possível separar mais de 30.000 amostras relativas aos negros. O quadro a seguir revela bem o declínio mencionado:

Quadro 1 – Negros, casados, idade 20-34 anos2

Gênero Ano:1960 Ano:1990 Mulheres 80% 46% Homens 66% 38%

Neste período a fertilidade de negros não casados permaneceu alta.

Outra situação levantada por Wood (1995), com a mesma fonte de dados: Quadro 2 - Nascimento por mãe solteira negra3

1970 1980 1988 38% 55% 61%

Tal realidade revela ainda que houve aumento de nascimento de filhos fora do casamento, cresceu o número de mães chefe de família e caíram as taxas de casamento na população negra focada. O reflexo desse painel foi que aumentaram as taxas de pobreza, a quantidade de crianças pobres como também afetou negativamente a estrutura familiar.

Com esses traços da realidade, Wood (1995) procura então examinar, entre os jovens negros americanos, a hipótese que os declínios nas taxas de casamento teriam sido impulsionadas pelo conjunto de diminuição das rendas mais altas desse grupo de indivíduos. Com um modelo de efeito fixo busca testar a hipótese de Wilson (1987) :

claramente o que o nosso índice MMPI (índice conjunto de masculinos casáveis) revela é que há um declínio de longo prazo na proporção de homens negros jovens que estão na posição de prover economicamente uma família.

2

Os dados correspondentes para indivíduos brancos foram: 86% de mulheres e 73% de homens, em 1960; 68% de mulheres e 54% de homens, no ano de 1990.

3

O índice MMPI é definido como

h n e

m n

Q

M M P I

Q

=

Qhne = quantidade de homens negros empregados,

Qmn = quantidade de mulheres negras,

ambos de mesma idade e raça.

O MMPI apresentou, segundo Wilson (1987), tendência de baixa desde os últimos anos da década de 60 até o começo da década de 80, para homens negros jovens. Esse período também aponta rápido declínio na quantidade de casamentos. Wilson extrai ainda das tendências de emprego e percentuais de casamento entre os negros que a maior fonte do declínio dessas taxas foram: a) a diminuição do emprego masculino negro e b) a queda da quantidade de homens negros jovens aptos a dar suporte econômico a uma família.

O modelo econométrico

Usando dados agregados diferenciados, permitidos pela estrutura do SMSA que possibilitou a criação de uma proxy de local de casamento, Wood (1995) construiu o seguinte modelo de efeito fixo:

' ' '

it t it it i it

EMV

=

α

Z

+

β

MMPI

+

γ

X

+ Φ +

F

ε

(1) onde:

EMVit = proporção de negros entre 20 e 34 anos, no ano t e no SMSA i,

que permaneceram casados;

Zt = fatores que afetam as taxas de casamento. Varia no tempo mas

é constante no SMSA;

casamento local;

Xit = fatores que afetam as taxas de casamento. Varia tanto no

tempo quanto no SMSA.

Fi = fatores que afetam as taxas de casamento. Varia no SMSA

mas é constante no tempo. Pode ser assumida como constante ou dummy para ano;

β o efeito de MMPI nas taxas de casamento Observações sobre o modelo:

a) o autor tenta diferentes variações do conceito de casabilidade de Wilson, a saber:

- homem casado = empregado em tempo integral ou militar;

- usa o nível de renda própria como critério;

- usa o nível de renda como corte: nível que separa a linha de pobreza;

- emprega o estado civil como estoque de casamento: o estado civil das mulheres é função das condições recentes do mercado de casamento;

- assume que o conjunto de parceiros potenciais de casamento para as mulheres negras é um conjunto de parceiros negros: segundo Tucker e Mitchell-Kernan (1990), 96,9% das mulheres negras casadas e 96,6% dos homens, tinham parceiro negro;

b) alguns elementos de Fi são não observáveis e correlacionados com MMPI.

O OLS da equação (1) obteve estimativa enviesada de β, levando em conta distribuição educacional, diferenças sociais e culturais;

c) para evitar o viés, a equação (1) é derivada:

'

i i i i

EMV

α β

MMPI

γ

X

ν

∆

= + ∆

+ ∆ +

(2)

ν

i

=

∆ε

1990

-

∆ε

1970

a equação (2) é também estimada com OLS;

d) sem fatores adicionais (maiores que MMPI) afetando as taxas de casamento tanto entre SMSAs quanto no tempo que foram correlacionados com MMPI, o enviesamento estimado de β pode ser obtido omitindo '

dXi

γ em (2);

e) a proxy de oportunidades econômicas para mulheres negras é um índice de renda construído com SMSA industrial. O índice é:

f f

it ht ht iht

w

= ∑

w t s

onde

f it

w

_{= renda nacional média das mulheres negras na indústria h no ano}

t;

ht

t

= concentração nacional de mulheres negras na indústria h. É igual

ao percentual de mulheres negras empregadas na indústria h, dividido pelo percentual total de trabalhadoras negras em SMSA;

ih t

s

= percentual de empregados listados no SMSAi e que estão

empregados na indústria h;

f) a proxy de generosidade de bem-estar é definida como a média de três anos (ano t, ano t-1 e ano t-2) do benefício máximo AFDC (em dólares de 1982);

h) o teste de correlação entre taxas de casamento e o MMPI foi realizado de diversas maneiras não lineares, todos com resultados muito similares, utilizando a seguinte equação:

∆

log (

[

EVM

i

)

÷ −

(1

EVM

i

)

]

= + ∆

θ δ

log(

M M PI

)

+ ∆

λ

'

X

i

+

µ

i (3)

o log-probabilidade padrão da variável dependente restrita apontou valores entre um e zero para o percentual de pessoas sempre casadas.

A regra implícita nas equações (2) e (3) é: enquanto a presença adicional de homens casáveis no mercado de casamento local fez aumentar as taxas de casamento, a presença dos não casáveis não causou efeito nelas.

i) a equação utilizada para testar a restrição suavizada foi

'

1 2

[ (

)

]

i nonMarr i i i

EVM

α

∗

β

MMPI

β

M

F

γ

∗

X

µ

∗

∆

=

+ ∆

+

∆

÷

+

∆

+

(2a)

onde

F = mulheres negras, com idade entre 20-34 anos;

n o n M a r r M = negros não casáveis, idade entre 20-34 anos, omitidos os outros negros usando as definições de casabilidade já descritas;

para MMPI + (_{n o n M a r r} M )/F ≠ 1, o denominador é o número de mulheres na SMSA, e não de homens;

os regressores não são perfeitamente lineares e o modelo está identificado; j) o modelo de casabilidade é proposto pelo autor para estimar na equação (2) a imposição de testar a restrição β = 0;

femininos”. Portanto, testou-se a restrição β1 = β2 na equação (2a), embora o autor

(Wood, 1995) tenha testado ambas as restrições.

l) o uso de MMPI em log suaviza a forma funcional e estima um modelo análogo para a equação (3):

[

]

'

1 2 3

log EMV_i/(1 EMV_i) θ∗ δ log(M_i) δ log( )F_i δ log(M M_{arr i}) λ∗ X_i µ_i∗

∆ − = + ∆ + ∆ + ∆ + ∆ + (3a)

onde M = homens negros entre 20 e 34 anos.

Neste caso, o modelo de casabilidade implicou em impor na equação (3) as restrições δ1 = -δ2 e δ1= 0, enquanto que o modelo “masculinos por femininos”

imporia as restrições δ₁ = -δ₂ e δ₃= 0.

Com este estudo, Wood (1995) apurou os seguintes resultados:

- o percentual de mulheres negras que nunca casaram caiu 16,7% de 1970 para 1980;

- para as mulheres brancas a queda foi de 7,3% no mesmo período;

- ratificou Wilson, já que os MMPI diminuíram de 3,9% a 5,0%, dependendo do nível de aptidão ao casamento;

- as séries de tempo oferecem algum suporte para a teoria de que caindo a renda e o emprego, caem as taxas de casamento. Contudo, tal teoria não é a mola-mestra na explicação da diminuição nas taxas de casamento entre negros pois, supondo que no corte de $10.000 a renda dos homens aumentaria, isto implicaria que o percentual de mulheres que nunca casaram seria de –11,7% e não –16,7%.

informa nível de renda ou taxa de casamento por raça, idade, sexo ou nível educacional.

Vários estudos anteriores foram também desenvolvidos na mesma linha trilhada por Wood (1995), em geral feitos com dados de série de tempo e cross-section (em tempo: Wilson usou série de tempo). Sampson (1987), por exemplo, usando dados municipais dos E.U.A., apurou que o percentual de homens negros empregados, em relação às mulheres negras, é um forte indicador (negativo) das taxas de mulheres negras, na posição de chefes de família. Os efeitos são pequenos: o MMPI responde por somente 10% do aumento da quantidade de mulheres negras como chefes de família na década de 70.

Já Olsen e Farkas (1990), com os dados do Youth Incentive Entitlement Pilot Projects -YIEPP, estimam os efeitos do crescimento de oportunidades econômicas para rapaz negro nas taxas de co-habitação e filhos fora do matrimônio. Usam, para isso, a taxa mensal de emprego local como proxy de oportunidade econômica, justificando que, em função do caráter experimental do estudo, flutuações na taxa de emprego representam choques exógenos na demanda de trabalho induzidos pelo modelo, levando em conta ainda que a simultaneidade entre casamento/fertilidade e emprego não é um problema sério. Os resultados apontam que a) embora os incrementos nas oportunidades econômicas para rapazes negros encorajem a formação de uniões consensuais, os efeitos são pequenos; b) conflitantemente, aumentos nas oportunidades econômicas têm um grande efeito negativo na taxa de nascimento fora do matrimônio. Os autores inferem que os resultados são consistentes com a afirmação de que aumentos nas oportunidades econômicas desencorajam nascimentos não-maritais.

taxas de casamento. Assim, uma pequena fração do declínio nas taxas de casamento dos negros de 1970 a 1980 é explicada pela diminuição dos seus níveis de emprego e renda no mesmo período.

Os estudos de Mare e Winship (1991), baseando-se em micro dados dos censos de 1940 a 1980 dos E.U.A., examinam o efeito do status de emprego corrente e a renda do último ano na probabilidade de um indivíduo se casar no ano anterior, isto é, status de emprego no ano t, renda em t-1 e o casamento ocorrendo em t-1. Os autores reconhecem que emprego e casamento podem ser endógenos e buscam este resultado através de emprego corrente com semanas trabalhadas no último ano. Admitem, no entanto, que semana trabalhada no último ano não é um instrumento válido pois ela pode estar ou não em função de um casamento realizado em anos anteriores. Dessa forma, a conclusão de que declínios no emprego masculino de negros explicam 20% da queda nas taxas de casamento, nas décadas de 60 e 70, de homens negros jovens, é provavelmente enviesada, resultando daí a não localização da potencial simultaneidade entre renda e casamento.

mais que os homens solteiros, e não somente à atratividade do conjunto de fatores favoráveis dos parceiros ao casamento. Os autores alertam para o fato de que as conclusões obtidas podem apresentar subestimação dos efeitos, por se usar a medida do sucesso no mercado de trabalho baseada no nível de emprego mais que no nível de emprego e renda.

Analisando todos os estudos até aqui apontados, verifica-se que i) a maioria deles mostra uma pequena significância dos níveis de emprego e renda, na explicação do declínio nas taxas de casamento dos negros na década de 70; ii) ignora a simultaneidade entre medidas de sucesso econômico e casamento; e iii) o

nível de renda parece ser melhor para explicar a casabilidade masculina do que o status de emprego.

2.5. O ASPECTO ECONÔMICO DA ESTRUTURA FAMILIAR

Neal (2001) em seu estudo sobre o aspecto econômico familiar, ao observar a documentação de demografia ligada às relações entre homens com renda estável e taxas de casamento entre as mulheres negras, desenvolve uma pesquisa para testar a hipótese de Wilson (1987)4, procurando verificar os efeitos da oferta de homens casáveis sobre as taxas de maternidade entre as mulheres solteiras, tentando ainda demonstrar como vários estudos, baseados em métodos de regressão, podem ter falhado ao tentar explicar a relação do declínio das probabilidades no mercado de casamento e a prevalência de mães que nunca casaram.

4 _{A hipótese de Willian Julius Wilson:}

Nesse seu estudo o autor relaciona as seguintes observações principais: a) nas últimas décadas pesquisadas cresce significativamente a quantidade de

famílias de pais solteiros, sem que haja uma explicação consensual para essa mudança;

b) apesar do nível educacional ou da raça, em 1960 pouquíssimas mulheres eram mães solteiras, sendo que a maioria delas era composta por viúvas ou divorciadas;

c) em 1990 as taxas de mães solteiras eram maiores que as de casadas para as mulheres brancas e negras, de todos os grupos de educação;

d) o número de mães solteiras permaneceu bastante baixo entre mulheres brancas e negras com nível universitário;

e) entre as mulheres negras sem instrução, 1/3 (um terço) era composto de mães solteiras. Já no grupo de mulheres brancas, essa proporção era menos de 1 para 15, independentemente do nível educacional. Esta última equivalência só foi conseguida apenas pelas negras que ostentavam nível universitário.

O modelo desenvolvido por Neal (2001) demonstra ser logicamente possível que choques no mercado de casamento podem afetar a taxa de matrimônios sem, entretanto, influenciarem as taxas de maternidade de mulher solteira.

O modelo:

O modelo fragmenta algumas partes com o modelo de Lam (1988), Willis (1999) e Rosenzweig (1999), embora a maior parte se relacione com o modelo do segundo. Willis e o autor buscam formalizar a influência dos mercados de casamento na estrutura familiar, ainda que os detalhes sejam muito diferentes. O modelo de Willis não captura a interação entre mercados de casamento e ajuda governamental, porém, ao contrário do modelo de Neal, ele incorpora as relações entre filhos e pais ausentes. Neal assume que pais ausentes não contribuem para o bem-estar dos filhos como também não gozam de nenhum ganho de ter filhos.

É adotada a seguinte notação no modelo: q = um bem coletivo;

X1 = bem de consumo privado. Estes bens servem como numerarie . i = f, m.

c = o custo unitário de q;

B = meio de transferir a mulher participando do programa governamental para o universo de mães solteiras;

W ε [ W1, Wh ] = dotação feminina;

E ε [ E1, Eh ] = dotação masculina;

quantidade quanto na qualidade do filho, porém não faz tentativa de analisar estes componentes separadamente.

As funções-utilidade são as mesmas para todos os indivíduos masculinos e femininos e são dadas por:

( )

( )

i i

U

=

φ

q

+

γ

q X

i = f, m

Esta forma assegura que a utilidade é transferida entre os parceiros do casamento. Assume que

'

0< < ∞γ

,

γ’’ ≤ 0

,

'

0< < ∞φ

e

''

0

φ ≤

.

5

As mulheres têm quatro opções no modelo: podem ser casadas, neste caso elas sempre terão filhos. Podem permanecer solteiras e não ter filhos. Elas podem permanecer solteiras, ter filhos e aceitar a ajuda governamental ou permanecerem solteiras e criar seus filhos com os próprios recursos. O autor começa descrevendo a escolha ótima da mulher por três opções que não envolvem casamento. Então, demonstra como o número de indivíduos masculinos e a distribuição de suas dotações afetam a escolha entre casar e a melhor opção fora do casamento.

Para começar, assume que não existem indivíduos masculinos, porém permite a possibilidade que as mulheres poderão ter filhos. Neste cenário, as mulheres devem escolher se aceitam ou não ajuda governamental, e se não a aceitam, elas devem escolher se querem ou não ter filhos. O autor agiu em derivar a relação entre dotações e utilidade, assumindo que a ajuda governamental não é disponível. Daí, derivou uma relação semelhante, assumindo que a mulher tem a necessidade de estar no programa de ajuda governamental. O invólucro destas

funções de utilidades indiretas ilustra como as escolhas variariam com dotações num mundo sem homens. Dado esse invólucro, as análises do equilíbrio do mercado de casamento são diretas.

Assume que não há homens na ajuda governamental, contudo permite que as mulheres tenham filhos artificialmente. A otimização do problema das mulheres é dada por:

,

max

( )

( )

f

f

q X

U

=

φ

q

+

γ

q X

s.a.

w cq X

= +

f ,

q

≥

0,

X

f

≥

0

q é um bem normal e existe uma dotação crítica que divide a distribuição de dotações em duas regiões. Mulheres com dotações W >

w

q

escolhem q = 0, onde

' '

(0)

(0)

(0)

q

c

w

γ

γ

− Φ

=

O autor assume que W ε [ W1, Wh ]. Assim, sem ajuda e sem esposos,

somente mulheres com dotações acima de

w

q têm filhos. Outras gastam seus recursos inteiramente no consumo privado, Xf .

explicitado o modelo de decisão de oferta de trabalho, que é geralmente discutido na literatura de bem-estar, esta restrição de consumo privado é uma tentativa de capturar as características das restrições e as taxas de tributos marginais superiores que, até os anos recentes, caracterizaram os programas que deram suporte às mães solteiras. O autor assume que algumas rendas fora do lar são tributadas a uma taxa de 100%. Daí, mães não podem aumentar o consumo privado por utilizar o tempo de produzir q. Assim, no programa de ajuda, o problema da mulher é dado por:

,

( ) ( )

max

f

f q x

U =φ q +γ q X s.a. w+ =B cq+Xf , q≥(w c÷ )

É importante perceber que a suposição que Xf ≤ B é somente um dos vários

modos diferentes do modelo para revelar o fato que os programas de bem-estar limitam a habilidade dos participantes no uso de suas riquezas financeiras e humanas para financiar o consumo privado. Aqui o autor assume que B < Wq e isto implica que a restrição Xf ≤ B é sempre fechada. Por conseguinte, a utilidade

marginal da dotação de renda dentro do programa de ajuda é sempre menor que a utilidade marginal da dotação de renda no problema não restrito. Algumas caracterizações alternativas do programa de ajuda que preservam esta propriedade produzirão resultados similares.

que a dotação de renda adicional porque afrouxa a restrição fechada no consumo privado6.

O autor também assume que, para uma mulher com baixa possibilidade de dotação, a importância de estar no programa de ajuda, Vaid (W1) é maior que a

importância de estar solteira sem filhos, γ(0)W1. Ele faz esta suposição para evitar

um equilíbrio onde mulheres não escolhem ajuda. Pode mostrar ainda que se a mulher mais pobre estaria melhor sem filhos que aceitar ajuda governamental, todas as mulheres estariam melhor sem filhos que aceitarem ajuda7. Em suma, ele considera programas de ajuda que são bastante generosos para atraírem mulheres pobres com esposo não disponível, mas nunca tão generosos que alguma restrição do programa não interfira.

Ressalta ainda as funções de utilidade indireta, associadas com ajuda asséptica e não asséptica, dada uma especificação particular da função utilidade8. Num mundo com esposos não disponíveis, a função utilidade indireta é simplesmente a borda superior de duas funções utilidade indireta. Para mulheres com dotação W = WB é indiferente entre estar na ajuda e estar sem filhos. Neste exemplo, WB < Wq . Mulheres com W

ε

[WB , Wq] escolhem q = 0 e mulheres com WB > Wq escolhem criar os filhos com seus próprios recursos. Contudo, os resultado descritos abaixo se mantêm, mesmo se WB > Wq .

6 _{Resultados empíricos de Moffitt relatados, mostram-se consistentes com a hipótese que a utilidade} marginal do benefício-renda excede a utilidade marginal de renda própria entre mulheres no programa de ajuda. Ele não encontra evidência que o estigma associado com o bem-estar quita aumentos com o total dos benefícios. Isto implica que incorporar uma perda constante de utilidade, ou estigma fixado, quita benefício associado no modelo aqui desenvolvido. Nenhum dos resultados seqüentes esboçados mudaria.

7 _{Duas forças direcionam este resultado. Primeiro, se V}aid _(W

1) < γ(0)W1, nós sabemos que a

restrição-consumo inferior ao programa de ajuda é igualmente fechado para mulheres na realidade da distribuição de dotação. Depois, dado este resultado, a inclinação de Vaid (W) é estritamente menor que γ(0), para todo W > W1 .

8 _{A função-utilidade para este caso é U(q, X}

Dado que esta utilidade é transferida dentro do casamento, a seguinte questão é equivalente ao problema de maximizar o excesso de união num casamento potencial: considere uma mulher que escolhe q e Xf para maximizar sua

decisão conflitante de casar com um homem com uma dotação particular E

ε

[E1 , Eh]. A mulher mais que supre seu esposo com igual nível de utilidade à

opção externa dele, Eγ(0) . Assim, a importância do casamento dada por uma mulher, com dotação W e por um homem com dotação E, é V*(W , E).

, ,

( , )

max ( )

( )

f m

f q X X

V w E

∗

=

φ

q

+

γ

q X

_s.a.

w E

+ − = + +

ε

X

_f

X

_m

cq

,

φ

( )

q

+

γ

( )

q X

_m

=

E

γ

(0)

ε

representa o custo de formar um casamento, e, pela hipótese,

ε

< E1.

Aqui, a decisão conflitante de casar deriva unicamente da importância do consumo coletivo dos filhos e a utilidade é transferível entre os parceiros do casamento. No modelo sem ajuda governamental a mães solteiras, Lam (1998) mostra que a utilidade transferível e um consumo coletivo de bens implicam que atribuições estáveis de casamento exibem acasalamentos positivos. Resultados similares baseiam-se neste modelo.

As proposições seguintes descrevem os resultados do modelo. As duas primeiras descrevem o equilíbrio no modelo e o tipo de acasalamento que é exibido. As três finais são resultados estático-comparativos.

Proposição 1: dado um número finito de homens e mulheres, há um único equilíbrio atribuído. Neste equilíbrio, indivíduos solteiros de um e outro sexo, se eles existem, possuem a menor das dotações que todos os indivíduos casados de sexo idêntico. Além disso, entre aqueles que são casados, há um acasalamento positivo nas dotações.

Proposição 2: Se um equilíbrio atribuído envolve tanto as mulheres solteiras no programa de ajuda quanto solteiras sem ajuda, as mulheres solteiras naquele programa possuem menores dotações que aquelas que não têm ajuda.

Proposição 3: Considere alguma transmissão de distribuição de dotação de indivíduos masculinos que aumentem (diminuem) a dotação de alguns homens sem diminuir (aumentar) a dotação de outro homem. Como resultado, o número de casamentos pode decrescer (crescer) e nunca crescerá (diminuirá).

Proposição 4: Mantendo constante o número de mulheres, considere as variações na quantidade de homens que são consumadas pela inseminação atual. O número de casamentos é uma função não decrescente do número de indivíduos masculinos. O número de mães solteiras é uma função não decrescente do número de indivíduos masculinos.

Proposição 5: O número de casamentos é uma função não decrescente do nível de benefício B. O número de mães solteiras é uma função não decrescente do nível de benefício B.

nunca se cruzam mais que uma vez (lembre-se que Vaid > Vno aid para mulheres desprotegidas). Assim, todas as mães solteiras têm dotações de renda menores que WB e todas as mães solteiras sem filhos, se elas existem, têm dotações de renda maior ou igual a WB. Nenhum dos resultados nas proposições de 1 a 5, ou nenhuma das implicações discutidas abaixo, fornece uma regra específica a respeito de como homens e mulheres dividem o resíduo do casamento. No equilíbrio, cada mulher estará solteira ou num casamento associado com Vmarried . A estrutura da utilidade transferível implica que a troca ótima de q e o resíduo total resultante podem ser determinados sem considerar como o resíduo do casamento será dividido.

2.6 – DESEMPREGO, CASABILIDADE E PROSTITUIÇÃO

Uma interessante análise sobre a relação do desemprego e a prostituição, por conseqüência envolvendo a casabilidade dos indivíduos, é feita por Edlund e Korn (2002). No estudo as autoras constroem um modelo de análise, onde os casamentos estão associados em um mercado competitivo, no qual a mulher vende e o homem compra, sendo que o valor da criança é uma constante k e todas as mulheres são tidas como boas esposas. Considerando que nem todos os homens se casam, eles gastam suas reservas. Feito isso, para um equilíbrio interno, os homens são indiferentes com relação ao casamento e à formação profissional.

um equilíbrio interno, as receitas provenientes das duas atividades devem ser equivalentes:

P* = p*m + w.

Relevando um pouco o rigor econométrico e os desdobramentos do modelo, devemos lembrar que o sexo é um negócio multibilionário mundo afora e que emprega milhões de mulheres. As autoras apontam que o mundo do sexo é responsável por algo entre 2 a 14 por cento do produto interno bruto da Malásia, Filipinas e Tailândia. Vê-se também que o mercado do sexo exige pouca qualificação, a demanda é grande e os ganhos são altos.

3. METODOLOGIA

Nesta tese o método empregado para tratamento e análise dos dados será econométrico, com base em probit bivariado.

3.1 – MODELO DE EMPREGO RELACIONADO COM O CASAMENTO

Procurando estabelecer uma base causal para uma correlação observada entre o estado civil corrente e status de emprego dos homens, consideramos uma sociedade composta por N homens, indexados por i = 1, ..., N, de idade aproximadamente igual. Há T períodos de tempo, indexados por t = 1, ...., T, que se estendem além da vida-trabalho útil desses indivíduos, tal como proposto por Borooah (2002). A variável E i t é um indicador de status de emprego, tal que

1

it

E

=

, se o indivíduo está empregado no período t e

0

it

E

=

, se o indivíduo não está empregado, onde não empregado é sinônimo de desempregado.

Esses homens estão casados (Mit = 1) ou não casados (Mit = 0). Por outro

lado, se Dit = 1, então o indivíduo i estava casado no período t e continuou casado

(

M

_{it s+}

=

1,

s o

=

,...., )

T

nos períodos subseqüentes. Em outras palavras, não há

rompimento matrimonial e Pr(M_{it s+} =1|D_it = =1) 1,s=0,..., )T , que é colocado com o único propósito de facilitar a análise.

Duas proposições são cruciais no modelo: