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A relação entre parturição e trabalho feminino no Brasil

Introdução A relação entre filhos e o engajamento dos pais, especialmente das mulheres, no mercado de trabalho vem sendo discutida tanto em países desenvolvidos (GOLDIN, 1997; ANGRIST; EVANS, 1998; MARON; MEULDERS, 2008) quanto naqueles em desenvolvimento (SOUTO-MAIOR, 1990; RIOS-NETO, 1996; CRUCES; GALIANI, 2003). Em anos recentes, o interesse nessa relação foi especialmente motivado pelas rápidas e profundas transformações ocorridas na função econômica, social e familiar das mulheres nas últimas décadas (BECKER, 1981; SCORZAFAVE, 2001). No Brasil, assim como em diversos outros países, a oferta de trabalho feminina aumentou ao mesmo tempo em que a taxa de fecundidade declinou rapidamente (ENGELHART, 2004). Essa concomitância intensificou o debate em torno dos possíveis efeitos causais entre essas duas variáveis (RIOS-NETO, 1996; GOLDIN; KATZ, 2002).

O objetivo desse artigo é estimar o efeito da maternidade sobre a participação feminina na População Economicamente Ativa (PEA), observando sua evolução temporal desde os anos de 1990. Além disso, com base no fato de que cada filho possa apresentar um efeito diferenciado sobre a decisão de trabalho das mães, já que há evidências, por exemplo, de que o primeiro filho é aquele com o efeito mais forte sobre a entrada ou permanência da mãe no mercado de trabalho (LÉRIDA, 2006), estimamos, separadamente, o efeito do primeiro, do segundo e do terceiro (ou mais) filhos sobre a participação feminina no mercado de trabalho.1 O maior conhecimento do efeito da maternidade ' e da decisão de ter filhos ' sobre a participação feminina no mercado de trabalho tem grande relevância, já que, comparativamente aos homens, pode ser que os filhos limitem de alguma forma o crescimento profissional das mulheres, no que se refere tanto aos diferenciais salariais quanto aos tipos de ocupação (PAZELLO, 2006).

Como sugerem Maron e Meulders (2008), a maternidade pode levar as mulheres a desistirem de trabalhar (temporária ou definitivamente), encorajá-las a reduzir seu tempo de trabalho ou até mesmo fazer com que mudem de profissão ou de segmento do mercado, além de poder retardar sua promoção a melhores cargos e aumentos salariais. Adicionalmente, destaca-se o fato de que o estudo da relação filhos-trabalho faz parte de uma análise mais ampla da dinâmica do comportamento familiar. Conhecer melhor essa dinâmica contribui significativamente para a formulação de políticas públicas que considerem de forma distinta os membros familiares e seus papéis dentro da família, além de levantar importantes questões para as projeções de oferta de mão de obra feminina (SEDLACEK; SANTOS, 1991; RIOS-NETO; WAJNMAN, 1994; JANNUZZI, 2000).

Devido ao fato de que trabalhar e ter filhos constituem decisões, muitas vezes, tomadas simultaneamente, estimar o efeito de filhos sobre a participação das mães não é tarefa trivial, já que os métodos convencionais não permitem estimar corretamente uma relação de causalidade, mas apenas a associação entre elas (ANGRIST; EVANS, 1998).

Assim, mensuramos o efeito da fecundidade sobre a participação feminina na PEA por meio do uso de experimentos naturais ou quase-naturais. Essa estratégia consiste em encontrar uma variável ' em geral, relacionada a um evento natural, biológico ' que afete a fecundidade (e tenha relação com a decisão de ter filhos) e só influencie a oferta de trabalho feminina por meio da fecundidade.

Dessa forma, eliminamos a endogeneidade da relação filhos-trabalho feminino, que, em modelos tradicionais, impediria estimar o efeito de interesse.

Em se tratando do efeito de filhos sobre a participação feminina no mercado de trabalho, a ocorrência de natimortos, o nascimento de gêmeos e a preferência dos pais por filhos de ambos os sexos são eventos que vêm sendo empregados na literatura. Destaca-se, entretanto, que, segundo o nosso conhecimento, ou essas variáveis foram utilizadas de maneira isolada nos estudos anteriores, ou foram feitas comparações nos efeitos de filhos estimados com base em duas delas, desconsiderando o diferencial do efeito de filhos de acordo com sua ordem de nascimento (BRONARS; GROGGER, 1994; ANGRIST; EVANS, 1998; CRUCES; GALIANI, 2003; PAZELLO; FERNANDES, 2004; PAZELLO, 2006).

O presente artigo analisa o efeito dos filhos sobre a presença feminina na PEA, considerando os três eventos, de acordo com a parturição da mulher, o que permite estimar o efeito do primeiro, segundo e terceiro (ou mais) filhos sobre a participação feminina no mercado de trabalho. Na literatura que aborda o efeito de filhos sobre a decisão de oferta de trabalho das mulheres, essa perspectiva de ordem de nascimento revela-se como importante contribuição.

Inicialmente, estimamos o efeito do primeiro filho sobre a participação das mulheres na PEA, utilizando a ocorrência de natimortos como proxy exógena para a fecundidade, de modo que comparamos as mulheres que não tinham filhos, mas já haviam tido, pelo menos, um natimorto, com aquelas que tinham apenas um filho (e nunca tiveram um natimorto). A ideia implícita nessa estimativa é comparar uma mulher que tenha um ou mais filhos com outra que tentou ter filhos, mas não conseguiu. Nesse sentido, assume-se que essas mulheres teriam preferências ex- ante similares, já que o desejo de ter filhos foi comum para ambas.

Em segundo lugar, para estimar o efeito do segundo filho sobre a participação das mães na PEA, utilizamos o nascimento de gêmeos como proxy para um aumento exógeno na fecundidade, por ser considerado um evento não planejado sobre as decisões das mães em relação a ter mais filhos, casar, estudar e trabalhar (BRONARS; GROGGER, 1994). Nesse caso, comparamos as mães que tiveram gêmeos na primeira gravidez com aquelas que tinham apenas um filho.

A evidência empírica aponta para efeitos negativos da maternidade sobre a participação das mulheres no mercado de trabalho, estimados tanto com base no nascimento de gêmeos (BRONNARS; GROGGER, 1994; JACOBSEN; PEARCE III; ROSENBLOOM, 1999; PAZELLO, 2006) quanto na ocorrência de natimortos (PAZELLO; FERNANDES, 2004).

Por último, estimamos o efeito de um terceiro ou mais filhos sobre a participação feminina no mercado de trabalho, utilizando uma variável instrumental baseada na preferência dos pais por filhos de ambos os sexos. Isto porque há evidências de que os pais com os dois primeiros filhos do mesmo sexo apresentam probabilidade maior de terem um terceiro ou mais filhos em relação àqueles cujos dois primeiros filhos são uma menina e um menino (ANGRIST; EVANS, 1998; CRUCES; GALIANI, 2003; CAMPÊLO; SILVA, 2005). Nessa estimativa do efeito de um filho adicional a partir do terceiro sobre a participação feminina na PEA, comparamos as mulheres que tinham mais de dois filhos, sendo os dois primeiros do mesmo sexo, com aquelas que tinham apenas dois filhos, sendo um menino e uma menina. A evidência empírica mostra uma redução da oferta de trabalho feminino devido ao nascimento do terceiro filho tanto em países em desenvolvimento (CRUCES; GALIANI, 2003; CAMPELO; SILVA, 2005) como naqueles desenvolvidos (ANGRIST; EVANS, 1998).

Os resultados do nosso estudo mostram que ter filhos diminui a probabilidade de inserção feminina no mercado de trabalho, independentemente da ordem de nascimento destes e do estado conjugal das mulheres. No que se refere à evolução no tempo, o efeito do primeiro e segundo filhos apresentou tendência de queda entre as décadas de 1990 e 2000, ao passo que um filho adicional a partir do terceiro tende a afetar mais negativamente a participação feminina na PEA nos anos de 2000 do que na década anterior. Com relação à magnitude dos efeitos, o segundo filho apresentou o efeito negativo mais forte sobre a participação das mulheres no mercado de trabalho, o que não seria esperado (pois se espera que o primeiro filho tenha o efeito mais negativo) não fosse o evento utilizado como proxypara a fecundidade. Como mensuramos o efeito do segundo filho por meio do nascimento recente de gêmeos, o efeito estimado deve ser considerado um limite superior para o efeito do segundo filho, uma vez que no curto prazo há uma deseconomia de escala em ter dois filhos ao mesmo tempo (PAZELLO, 2006).

A literatura relacionada ao efeito de filhos sobre a decisão de trabalho dos pais é ainda incipiente. Primeiramente porque, em geral, os estudos utilizam apenas um ponto no tempo, sem fornecer uma noção de como esse efeito tem mudado ao longo dos anos. O presente trabalho contém informações que permitem investigar essa evolução ao longo das duas últimas décadas; um período que compreende mudanças significativas nas mais variadas dimensões da vida social brasileira. Além disso, a necessidade da utilização de proxies/instrumentos para a mensuração do efeito de filhos sobre a participação das mulheres na PEA faz com que as estimativas obtidas não possam ser generalizadas para o conjunto da população e, nesse sentido, esse artigo constitui importante fonte de validação externa para o uso de experimentos naturais na estimação do efeito de filhos sobre a participação feminina no mercado de trabalho.

Dados Utilizamos a série das PNADs (Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios) realizadas entre 1992 e 2007,2 empilhadas a cada decênio, de forma a gerar dois bancos de dados (um com as PNADs de 1992 a 1999 e outro com as de 2001 a 2007) para cada estimação do efeito de filhos (primeiro, segundo e terceiro ou mais filhos) sobre a participação laboral feminina. A justificativa para o empilhamento está no fato de que estamos lidando com eventos raros (natimortos e gêmeos). Já no caso de filhos do mesmo sexo, evento não-raro, o empilhamento permite maior comparabilidade entre os modelos testados.

Idealmente, para estimarmos o efeito do primeiro filho sobre a participação das mulheres no mercado de trabalho, por exemplo, precisaríamos observar a participação laboral de uma mesma mulher em um mesmo momento, em duas situações: "sem filhos" e "mãe de um filho". Como isso é impossível, a utilização de experimentos naturais permite simular situação semelhante, de forma que o fato de uma mulher experimentar ou não um evento (fonte de variação exógena na fecundidade) a classifica como "tratamento" ou "controle", respectivamente, o que define a construção de um contra-factual.

Assim, na estimação do efeito do primeiro filho sobre a decisão de trabalho feminina, comparamos dois grupos de mulheres: aquelas que não tinham filhos, mas já haviam tido, pelo menos, um natimorto (tratamento); e as que tinham apenas um filho e nunca tiveram um natimorto (controle). Ao estimarmos o efeito do segundo filho, aquelas que fazem parte do grupo tratamento são as mães que tiveram gêmeos na primeira gravidez e as controles compreendem aquelas que tinham apenas um filho. Já na estimação do efeito de um filho adicional a partir do terceiro, o grupo tratamento é formado pelas mães com mais de dois filhos e o de controle, por aquelas com apenas dois.

Como cada evento (natimortos, gêmeos e preferência por filhos de ambos os sexos) tem sua singularidade em termos do seu uso como proxies/instrumento para a fecundidade, em cada estimação, as amostras foram definidas separadamente. A Tabela_1 contém os tamanhos amostrais e os filtros necessários à construção das amostras dos grupos tratamento e controle usadas nas três estimações do efeito de filhos sobre a participação feminina na PEA contempladas nesse artigo.

Na análise descritiva dos dados aqui realizada, são discutidas apenas as características médias das amostras que incluem, para cada estimação do efeito de filhos sobre a oferta de trabalho feminina, todas as mulheres de 15 a 49 anos de idade, somente na década de 1990.

As Tabelas_2, 3 e 4 apresentam as características sociodemográficas, geográficas, domiciliares e ocupacionais que descrevem os grupos de tratamento e controle utilizados na estimação do efeito do primeiro, segundo e terceiro (ou mais) filhos sobre a participação feminina na PEA, respectivamente.

Na Tabela_2, comparamos as mulheres sem filhos que já tiveram algum natimorto (tratamento) com aquelas que tinham um filho e nunca tiveram um natimorto (controle), ambos os grupos de mulheres utilizados na estimação do efeito do primeiro filho sobre a participação feminina no mercado laboral. O que mais chama a atenção é o fato de que a ocorrência de natimortos parece estar associada a condições de pobreza das mulheres, sugerindo que esse evento não seja aleatório.

Observou-se, também, que as mulheres-controle são mais escolarizadas (6,83 anos médios de estudo, contra 4,59 das mulheres do grupo tratamento), auferem rendas superiores (cerca de R$ 105,36 a mais) e apresentam maior proporção de brancas (61,19%) em relação às mulheres-tratamento (46,88%). Além disso, há uma menor proporção de mulheres do grupo tratamento residindo em regiões de maior desenvolvimento econômico e, em contra-partida, uma maior representatividade dessas nas regiões ditas menos desenvolvidas. Em se tratando das características ocupacionais, existe maior proporção de mulheres ativas no grupo tratamento. Isso pode estar sinalizando um possível efeito negativo do primeiro filho sobre a condição de atividade das mulheres. Mas, como essa análise não controla por nenhuma outra característica (apenas compara a proporção de mulheres nos grupos tratamento e controle que são ativas), pode ser que esse diferencial entre mulheres tratamento e controle reflita fatores que vão além da presença de filhos.

A Tabela_3 compara as características sociodemográficas, geográficas e ocupacionais das mães de gêmeos (tratamento) com aquelas que possuem um filho (controle), grupos que compõem a amostra utilizada na estimação do efeito do segundo filho sobre a participação das mães na PEA.

No caso do nascimento de gêmeos, verifica-se que esse fenômeno está associado a melhores condições de vida, pois, além de as mulheres-tratamento serem mais escolarizadas (7,18 anos médios de estudo, contra 6,76 do grupo controle) e apresentarem maior renda média mensal familiar (superior em R$ 86,39 à das mães de apenas um filho), há maior percentual de mães de gêmeos em regiões mais desenvolvidas do país (como no Sudeste e em áreas urbanas) e uma menor representatividade dessas nas regiões ditas menos desenvolvidas (como no Nordeste) em relação às mães de não-gêmeos. Tais características, por estarem associadas a melhores condições de vida e aos recursos médicos mais avançados, sugerem uma associação positiva entre renda e probabilidade de ocorrência de gêmeos (COLLETTO; SEGRE; BEIGUELMAN, 2001).

Além disso, as mulheres-tratamento são, em média, mais velhas e tiveram seus filhos gêmeos também mais tarde quando comparadas às do grupo controle (considerando-se todas as mães de 15 a 49 anos, a idade média ao ter o filho das mulheres do grupo tratamento é de 26,08 anos, enquanto para as de controle corresponde a 24,17 anos). De fato, há evidências empíricas de que as mães de gêmeos são mais escolarizadas e mais velhas do que aquelas que não tiveram gêmeos, porque mulheres consideradas "mais produtivas" tendem a atrasar a maternidade. Além disso, quanto maior a idade em que a mulher engravida, maior é a probabilidade de que ela tenha gêmeos, seja porque a ovulação tende a se tornar mais irregular com o aumento da idade, seja devido aos tratamentos hormonais a que as mulheres mais velhas se submetem para engravidar (PAZELLO, 2006).

Por fim, temos o exercício realizado com base na informação de filho adicional a partir do terceiro nascimento. Nesse caso, a fonte de variação exógena na fecundidade é um instrumento e não uma proxy para a fecundidade (como no caso dos natimortos e gêmeos). Isso significa que, enquanto os demais eventos produzem necessariamente uma variação exógena na fecundidade (sendo que os natimortos representam a "perda inesperada" de um filho e o nascimento de gêmeos significa o "ganho inesperado" de um filho), o fato de haver evidências de que os pais, em geral, preferem ter filhos de ambos os sexos, embora aumente a probabilidade de nascimento de um terceiro filho quando os dois primeiros são do mesmo sexo, não garante que isso ocorra. Devido a essa particularidade, a análise descritiva do banco de dados utilizado na estimação do efeito do terceiro (ou mais) filho sobre a participação feminina no mercado de trabalho é diferenciada das demais. Nesse caso, torna-se crucial verificar se as mulheres que tiveram os dois primeiros filhos do mesmo sexo apresentam maior probabilidade de terem um terceiro filho em relação àquelas que tiveram uma menina e um menino. Na Tabela_4 observamos, para as mães de duas ou mais crianças, a relação entre a porcentagem destas que tiveram um terceiro filho e o sexo dos seus dois primeiros filhos.

A preferência dos pais por filhos de ambos os sexos é um fenômeno que tem sido tema de vários estudos. Angrist e Evans (1998) mostraram que a probabilidade de uma família ter um filho adicional depende, significativamente, do sexo dos filhos já tidos. Segundo os autores, apenas 34,4% de todas as mulheres norte- americanas que tinham, em 1990, um menino e uma menina tiveram outro filho, enquanto para aquelas que tinham dois meninos ou duas meninas, no mesmo ano, esse percentual chega a 40,7%. A Tabela_4 reporta estimativas similares a essas para o Brasil, nas décadas de 1990 e 2000.

Os resultados indicam uma preferência estatisticamente significativa dos pais por filhos de ambos os sexos, também no Brasil. Por exemplo, enquanto 47,04% das mães de 15 a 49 anos com um casal de filhos tinham um terceiro filho, em 1990, para aquelas com dois meninos ou duas meninas esse percentual é de 51,16%.

Na Tabela_5, que apresenta as estatísticas descritivas das mulheres de 15 a 49 anos com, ao menos, dois filhos (amostra-base da estimação do efeito do terceiro filho em diante), observam-se as diferenças de médias/proporções de algumas variáveis sociodemográficas entre dois grupos de mulheres: aquelas cujos dois primeiros filhos são do mesmo sexo (controle); e as que tiveram um casal de filhos (tratamento).

Verifica-se que a significância de 1% em todos os testes de diferença de médias reflete, principalmente, a grandeza do tamanho amostral. Tal fato fica claro ao se priorizar a análise da magnitude da diferença, em vez da significância dessa diferença. Todos os indicadores de proporção revelam uma diferença inferior a 1% entre mulheres-tratamento e controle. Estes fatores sugerem que o efeito do sexo dos dois primeiros filhos sobre a oferta de trabalho feminino seja pouco significativo. E isso é desejável, já que mostra que as mulheres cujos dois primeiros filhos têm o mesmo sexo e aquelas com um casal de filhos apresentam comportamentos semelhantes, inclusive diante do mercado de trabalho e, portanto, se a sua participação no mercado de trabalho sofre influência do sexo dos dois primeiros filhos, isso se dará apenas por meio da fecundidade.

Metodologia Para estimar o efeito da fecundidade sobre a oferta de trabalho feminino, nos concentramos em uma variável dependente: participação da mulher na População Economicamente Ativa (PEA), segundo a qual as mulheres foram classificadas como economicamente ativas (incluindo as ocupadas e as desocupadas), ou não economicamente ativas (fora do mercado de trabalho).

Assim, sendo yiuma variável indicadora da participação feminina na PEA e xi o vetor transposto das variáveis explicativas, poderíamos estimar o seguinte modelo linear: ondeβé o vetor de parâmetros a ser estimado eεé o erro (independente e distribuído segundo uma distribuição normal, com média zero e variânciaσ2).

Entretanto, se estimarmos essa equação utilizando como variável explicativa uma variável endógena, como o número de filhos (ni), por exemplo, o coeficienteβestimado para essa variável será viesado, já que provavelmente E (εi| ni)≠0. Uma possibilidade estratégica seria incluir variáveis de controle nesse modelo. Entretanto, há razões para acreditar que a correlação entre as variáveis explicativas e as características não observáveis não seja totalmente captada mesmo após essa inclusão. Segundo Pazello (2006), existem, por exemplo, mulheres que preferem cuidar dos filhos a trabalhar e vice-versa. Essa preferência não é captada por variáveis observáveis. Isso significa que, na equação (1), a variação no número de filhos é endógena, mesmo quando controlada por características observáveis selecionadas.

No caso do nascimento de gêmeos, da ocorrência de natimortos e da preferência dos pais por filhos de ambos os sexos, controlando por algumas variáveis mencionadas mais adiante, a variação no número de filhos pode ser considerada uma variação exógena na fecundidade. Isto porque se espera que os pais não planejem ter gêmeos, nem contem com a perda de um filho depois de sete meses de gestação e também não é possível que escolham o sexo dos filhos tidos.3 Entretanto, a estratégia de estimação do primeiro e segundo filhos se difere da estimação do efeito do terceiro ou mais filhos. Por isso, essa seção se divide em duas partes: a primeira trata da estimação do efeito do primeiro e segundo filhos; e a segunda considera a estimação do efeito do terceiro ou mais filhos sobre a participação feminina na PEA.

A estimação do efeito do primeiro e segundo filhos sobre a participação feminina na PEA Inicialmente, consideramos a estimação do efeito do primeiro filho. Ao utilizarmos uma variável indicadora da ocorrência ou não de um natimorto (e que, portanto, indica se a mulher não tem filhos ou tem um filho, respectivamente), a variação ocorrida no número de filhos é exógena, não planejada. Assim, com base no fato de que tanto a mulher que teve o filho (controle) quanto aquela que perdeu (tratamento) desejavam a maternidade e considerando a alta correlação entre a ocorrência de natimortos e variáveis determinantes da renda,4 o termo [/img/revistas/rbepop/v28n1/a04img01.jpg] na equação (1) representa um vetor de variáveis que incluem: a idade corrente da mulher; o quadrado dessa idade; a escolaridade; a presença de cônjuge; a área (se urbana ou não); o tipo de área (se metropolitana ou não) e a região geográfica de residência; clusters por unidade da Federação; a renda do não trabalho (renda familiar exclusive a renda da própria mulher); o décimo da renda familiar ao qual a mulher pertence; e quatro variáveis de características domiciliares (se possui rede geral de água, pelo menos um banheiro, serviço de coleta de lixo e iluminação elétrica). Além dessas variáveis, como estimamos modelos que contêm vários anos (devido à raridade do evento natimorto), há também uma variável indicadora do ano em que cada pesquisa foi realizada.

A hipótese central das estimativas do efeito de filhos é a seguinte: assumimos que os fatores que afetam a probabilidade de ocorrência de natimortos (relacionados à renda) não afetem a probabilidade de participação da mulher na PEA por outros meios que não pela variação na fecundidade (idem para o nascimento de gêmeos).

Os modelos foram estimados sem utilizar o peso de expansão e adicionando clusterssegundo as unidades da Federação, de forma a considerar a lógica de estratificação amostral das PNADs. A opção pela não utilização dos pesos deve- se, em primeiro lugar, ao fato de que nossas amostras são compostas de dados de vários anos empilhados. Em segundo lugar, não estimamos parâmetros de população, mas sim parâmetros individuais (ou seja, o objetivo não é estimar a taxa de atividade dessas mulheres, mas sim estimar como os filhos afetam a probabilidade delas estarem no mercado de trabalho). Em terceiro lugar, incluímos no modelo variáveis-controle para as características individuais, como, por exemplo, raça e educação (WINSHIP; RADBILL, 1994). Além disso, como nossa amostra é bastante restrita (mulheres de 15 a 49 anos e com, no máximo, um filho), não é aconselhável a utilização de pesos individuais presentes nos microdados das PNADs.

Como a variável-resposta (yi) é binária, os modelos são estimados segundo uma função logística. No modelo logístico, cada coeficiente fornece o impacto de uma variação ocorrida nas variáveis explicativas sobre a média da variável dependente, o que é conhecido como efeito marginal. Assim, com base noβda variável indicadora da ocorrência de natimortos (nati), obtemos o efeito marginal dessa variável (e, portanto, da ausência de filhos) sobre a probabilidade de a mulher fazer parte da PEA: [/img/revistas/rbepop/v28n1/a04frm02.jpg] Quanto à interpretação do efeito estimado com base nessa equação, temos que um efeito marginal positivo da variável natsugere que as mulheres sem filhos apresentam maior probabilidade de pertencerem à PEA em relação às mães de um filho. Por exemplo, um efeito marginal da variável indicadora da ocorrência de natimortos de 3% sobre a participação das mães significa que as mulheres sem filhos têm probabilidade 3% superior de estarem inseridas no mercado de trabalho quando comparadas àquelas que têm um filho.5 O exercício foi realizado nas duas amostras (todas as mulheres e apenas as unidas de 15 a 49 anos) e para as duas décadas (1990 e 2000). No final, temos quatro estimativas do efeito médio do tratamento (ter tido algum natimorto e não ter filhos).

Com o objetivo de dar maior robustez aos resultados, também realizamos pareamentos probabilísticos. Segundo Pazello e Fernandes (2004), por meio desse procedimento, pareamos indivíduos similares em características observáveis, mas que pertencem a grupos diferentes (tratamento e controle). A ideia implícita nesse método está no fato de que, embora não tenhamos um contra-factual (ou seja, não há possibilidade de uma mesma mulher pertencer, concomitantemente, ao grupo tratamento e ao de controle), podemos criar uma estimativa dele. Assim, estimamos uma regressão logística de tal forma que obtemos, para cada mulher, sua probabilidade de pertencer ao grupo tratamento (ou seja, sua probabilidade de ter, pelo menos, um natimorto).

Baseados nessa estimativa, selecionamos, para cada mulher-tratamento, uma (ou mais) mulher(es) do grupo controle cujo escore de propensão seja o mais próximo possível.

Existem vários procedimentos de identificação dessas mulheres-controle e mulheres-tratamento com escores de propensão semelhantes. Pode-se identificar, por exemplo, pares de mulheres dos grupos controle e tratamento que tenham exatamente o mesmo escore. Fazendo isso, entretanto, corremos o risco de não encontrar mulheres-controle para todas as mulheres-tratamento e, dado que o evento natimorto é raro, isso não é desejável. Nesse estudo, pareamos pelo método do vizinho mais próximo (SMITH, 1997).

Esse método permite escolher quantos vizinhos forem desejados, desde que o tamanho da amostra seja suficiente. Ou seja, é possível escolher quantas mulheres servirão de controle para cada mulher do grupo tratamento, sendo que, ao utilizarmos apenas uma mulher como controle, é como se estivéssemos atribuindo peso 1 a ela e peso zero às demais controles (PAZELLO; FERNANDES, 2004). Na realidade, segundo Smith (1997), quanto mais controles estão disponíveis para cada unidade do grupo tratamento, melhor. Isto porque selecionar mais de um controle como par para cada unidade do grupo tratamento aumenta a eficiência do procedimento, além de poder reduzir o viés.

Ainda segundo Smith (1997), o pareamento constitui um instrumental especialmente útil se a condição que define os indivíduos como tratamento for um evento raro na população e os controles forem numerosos. Nesse artigo, assim como Pazello e Fernandes (2004), realizamos seis pareamentos com 1, 5 e 10 vizinhos e, em todos os casos, testamos uma distância máxima entre os escores de propensão de mulheres-controle e tratamento de 0.0001 e de 0.00001 (valores testados por DEHEJIA E WAHBA, 2002). Também selecionamos um suporte comum no qual delimitamos um mesmo intervalo de valores para os escores de propensão de mulheres-tratamento e controle. Além disso, utilizamos pareamento com reposição, ou seja, uma mulher do grupo controle pode ser pareada com mais de uma mulher do grupo tratamento. Para Dehejia e Wahba (2002), essa escolha minimiza a distância dos escores de propensão entre os grupos controle e tratamento, reduzindo o viés da amostra.

Ao estimarmos o escore de propensão, assumimos que a probabilidade de uma mulher da amostra ser tratamento (ou seja, ter tido algum natimorto) deva respeitar uma função logística, cujas variáveis independentes sejam, na medida do possível,6 as mesmas da equação (1), acrescidas de algumas interações entre essas variáveis incluídas nos modelos. A inclusão dessas interações se faz necessária para que as diferenças entre os grupos tratamento e controle sejam zeradas e, assim, a propriedade de balanceamento do escore de propensão seja satisfeita (DEHEJIA; WAHBA, 2002; PAZELLO; FERNANDES, 2004).

Ao todo, estimamos quatro modelos de escores de propensão, um para cada amostra (todas as mulheres e apenas as unidas de 15 a 49 anos) nas décadas de 1990 e 2000.

Com o novo conjunto de mulheres resultante do pareamento, re-estimamos mais seis vezes a equação (1), variando a distância máxima determinada entre os escores dos pares tratamento-controle e o número de vizinhos. Isso significa que, no total, além dos quatro efeitos do primeiro filho sobre a participação das mães do modelo original (sem pareamento), temos mais 24 (4x6) efeitos estimados com base no escore de propensão. Dado que a diferença fundamental entre as estimativas obtidas antes e depois do pareamento está no processo de ponderação, essa estratégia funciona como um teste de robustez dos resultados (PAZELLO; FERNANDES, 2004). Além disso, esses modelos servirão de base para avaliar em que medida o modelo sem pareamento é viesado ou não.

No caso da estimação do efeito do segundo filho sobre a participação feminina na PEA (utilizando o nascimento de gêmeos como proxy para a fecundidade), também realizamos os mesmos procedimentos da estimação do efeito do primeiro filho descrito anteriormente.

Tendo em vista que a ocorrência de natimortos está associada a condições de pobreza, enquanto o nascimento de gêmeos relaciona-se a melhores condições de vida, a estimação do efeito do segundo filho se difere da estimação anterior pela não inclusão das variáveis referentes à infraestrutura domiciliar nos modelos. Isto porque são variáveis de infraestrutura básica, justificáveis, portanto, para diferenciar mulheres em piores condições de vida.

A interpretação do efeito estimado é análoga àquela do efeito do primeiro filho sobre a participação feminina no mercado de trabalho, de forma que temos que um efeito marginal negativo da variável 'gem' sugere que as mães de gêmeos apresentam menor probabilidade de pertencerem à PEA em relação àquelas com um filho.

Também realizamos os mesmos exercícios de pareamento nas três amostras (todas as mães de 15 a 49 anos de idade, apenas as unidas e somente as mães de filhos com, no máximo, dois anos de idade) e para as duas décadas (1990 e 2000). Ou seja, temos 42 estimativas do efeito médio do tratamento (ter tido gêmeos): seis dos modelos originais (sem pareamento) e 36 dos modelos realizados com base no escore de propensão.

A estimação do efeito do terceiro ou mais filhos sobre a participação feminina na PEA Como essa estimação baseia-se em um instrumento (a preferência dos pais por filhos de ambos os sexos) e não em uma proxy para a fecundidade, a estimativa do efeito de um terceiro (ou mais) filho deve ser feita em dois estágios.

Primeiro, estimamos o efeito da preferência dos pais por filhos de ambos os sexos sobre a probabilidade de a mulher ter mais de dois filhos (primeiro estágio da estimação) e, em seguida, estimamos o efeito de um filho adicional a partir do terceiro sobre a participação da mulher na PEA (segundo estágio).

Primeiro estágio: estimando o efeito da preferência dos pais por filhos de ambos os sexos sobre a probabilidade de se ter mais de dois filhos Sendo mdi uma variável binária que assume valor 1, se a mulher tem mais de dois filhos, e valor zero, se tem exatos dois filhos, estimamos o seguinte modelo de regressão logística: [/img/revistas/rbepop/v28n1/a04frm03.jpg] Nessa equação, o vetor [/img/revistas/rbepop/v28n1/a04img02.jpg] inclui a variável instrumental indicadora do sexo dos dois primeiros filhos (assumindo valor 1, se são do mesmo sexo, e valor zero, se são uma menina e um menino) e as variáveis inseri-das como controles: idade corrente da mãe; idade ao quadrado; escolaridade; presença de cônjuge; área de residência (se urbana ou não); tipo de área (se metropolitana ou não); região geográfica e clusters por UFs; renda do não trabalho (renda familiar exclusive a renda da própria mulher); décimo da renda familiar ao qual a mulher pertence; presença de filhos ou filhas com até dois anos de idade, entre 3 e 6 anos e entre 7 e 12 anos; sexo do primeiro e segundo filhos; e uma variável indicadora do ano em que cada pesquisa foi realizada.

Segundo estágio: estimando o efeito de um filho adicional a partir do terceiro filho sobre a participação feminina no mercado de trabalho Essa estimativa do efeito da variável instrumental (que indica se os dois primeiros filhos são do mesmo sexo) sobre a probabilidade de nascimento de um filho adicional a partir do terceiro (obtida no primeiro estágio) passa, então, a representar uma variação exógena na fecundidade em relação à oferta de trabalho das mães. Portanto, essa estimativa, inserida no modelo de oferta de trabalho feminino, fornece o efeito do terceiro (ou mais) filho sobre a participação das mães na PEA.

Assim, sendo yi uma medida de oferta de trabalho (participação na PEA) e xi o vetor de variáveis explicativas que incluem, além da estimativa da probabilidade de nascimento de um terceiro filho obtida no primeiro estágio, as mesmas variáveis-controle do modelo de fecundidade (primeiro estágio), estimamos a seguinte regressão logística (segundo estágio): [/img/revistas/rbepop/v28n1/a04frm04.jpg] Novamente, a interpretação desse efeito é análoga às anteriores: um efeito marginal negativo da variável 'md' sugere que as mães de três ou mais filhos apresentam menor probabilidade de participarem da PEA em relação àquelas com dois filhos.

Devemos fazer uma ressalva para a estimação do efeito do terceiro ou mais filhos sobre a participação feminina na PEA. Chamamos a atenção para o fato de que existem pais que não revelam na fecundidade uma preferência por filhos de ambos os sexos, uma vez que há mulheres que tiveram um casal de filhos e, ainda assim, tiveram mais filhos, da mesma forma como existem mulheres que, embora sejam mães de apenas dois filhos do mesmo sexo, não tiveram outro. Isso traz algumas particularidades na estrutura de um estudo tipo caso-controle, de modo que, na estimativa do efeito do terceiro filho, as mulheres-tratamento são apenas aquelas com mais de dois filhos, sendo os dois primeiros do mesmo sexo, e as controles compreendem aquelas com apenas dois filhos, sendo esses um menino e uma menina (as compliers), o que faz com que o efeito de um filho adicional a partir do terceiro seja um efeito médio local do tratamento.

Lembramos que esse exercício foi realizado nas duas amostras de mulheres com, no mínimo, dois filhos (todas as mães e apenas as unidas de 15 a 49 anos) nas duas décadas (1990 e 2000). Ou seja, temos quatro estimativas do efeito médio local do tratamento (ter tido três ou mais filhos, sendo os dois primeiros do mesmo sexo).

Diferentemente das estimações do efeito do primeiro e do segundo filhos sobre a participação das mulheres na PEA, aqui não utilizamos técnicas de pareamento, especialmente porque, por não estarmos tratando de um evento raro (ter dois filhos do mesmo sexo), temos quase a mesma quantidade de mulheres-tratamento e mulheres-controle, o que não constitui cenário adequado à aplicação da referida técnica. Além disso, pelo fato de ser um evento bastante comum na população, as mulheres-tratamento não constituem um grupo com características tão específicas e diferenciadas do restante da amostra (as mulheres-controle), tornando desnecessária a realização de pareamentos como forma de validar os resultados encontrados.