Transições dos jovens para o mercado de trabalho, primeiro filho e saída da
escola: o caso brasileiro
Introdução
A literatura sociológica defende que o processo de transição para a maioridade
envolve quatro eventos principais: sair de forma definitiva da escola;
encontrar um trabalho temporário ou permanente por meio do qual o indivíduo
possa suprir a si ou a uma possível família dos recursos materiais necessários
à sobrevivência; formar a primeira união relativamente estável, ou seja, viver
com o companheiro em uma mesma residência; e, por fim, ter o primeiro filho
(MODELL FURSTENBERG e HERSHBERG, 1976; CAVALLI e GALLAND, 1993; IEDEMA, BECKER
e SANDERS, 1997; SHANAHAN, 2000).
A transição para a maioridade é um processo que envolve diversas etapas
experimentadas ao longo do tempo. Assim, podem-se observar indivíduos em vários
estágios da transição. Nas diversas sociedades, há pessoas que jamais
completarão todo o processo, o que, no entanto, não significa que elas não
atingiram a maioridade. À medida que o indivíduo assume papéis sociais
destinados aos adultos, seja na estratificação ocupacional, seja no matrimônio
ou nas tarefas da paternidade, isso quer dizer que ele está trocando as
atribuições sociais da juventude por aquelas destinadas à maioridade
(SHIZZEROTTO e LUCCHINI, 2002).
A literatura econômica no Brasil e na América Latina tem se preocupado,
basicamente, com a transição que envolve a saída da escola e a entrada no
mercado de trabalho, ignorando a formação de família ' compreendida como a
primeira união ou o nascimento do primeiro filho ' enquanto importante processo
intermediário ou simultâneo à entrada no mercado de trabalho e à transição para
fora da escola.
O aumento do nível de escolaridade e da permanência na escola
(independentemente do nível de escolaridade) induz à simultaneidade entre as
atividades escolares e as do mercado de trabalho. O papel da formação de
família como um processo simultâneo aos demais pode, inclusive, evidenciar
diferenças significativas de gênero. Enquanto escola e trabalho podem ser mais
importantes para os homens, as mulheres têm maior preocupação com a escola e a
maternidade.
Este artigo explora as transições principais ' entrada no mercado de trabalho,
saída da escola e ter o primeiro filho ' sem, no entanto, se preocupar com a
proporção dos indivíduos que completaram ou não todo o processo de transição. O
objetivo é entender em que medida, no Brasil, existe relação entre as idades
nas quais ocorrem tais processos, ou seja, pretende-se identificar um padrão
etário e seqüencial de transição, baseado na experiência dos indivíduos que
forneceram informações à Pesquisa sobre Padrões de Vida ' PPV, levada a campo
em 1996 e 1997.
Antecedentes
O marco conceitual desse tipo de investigação remete a três linhas de estudos.
A primeira refere-se aos tradicionais relacionamentos entre escola e trabalho,
que constituem o foco principal de economistas e demógrafos brasileiros. A
segunda explora as características domiciliares e individuais determinantes das
transições: entrada no mercado de trabalho, formação de família e saída da
escola.
Seguindo essas duas linhas de investigação, alguns trabalhos brasileiros
analisam como os jovens alocam o tempo entre as atividades de trabalho e
estudo: uma ou outra exclusivamente, ambas simultaneamente ou nem uma nem
outra. O que se procura são evidências sobre os determinantes dessas escolhas.
Os estudos nessa linha revelam que as características socio-demográficas da
família são importantes, ressaltando, ainda, a importância intergeracional da
educação, uma vez que maior escolaridade dos pais determina em grande parte a
escolha do jovem pela escola (CORSEIL, SANTOS e FOGUEL, 2001; LEME e WAJNMAN,
2000).
Finalmente, a terceira analisa a relação causal entre os eventos, ou seja, em
que medida a permanência na escola atrasa a primeira união, ou ainda em que
proporção a primeira união acelera a saída da escola. Também são exploradas as
relações causais entre entrar no mercado de trabalho e sair da escola, bem como
a associação entre as transições simultâneas: se a entrada no mercado de
trabalho acionaria o processo da primeira união e a saída da escola; ou se a
primeira união aceleraria a transição da escola para o mercado de trabalho. A
literatura chama a atenção para a existência de características não observáveis
que afetariam todos os processos, o que demanda tratamento específico para
obtenção de resultados confiáveis e livres de viés. Ressalta-se, também, a
hipótese de que a entrada na união ou no mercado de trabalho, sem completar a
formação escolar, influenciaria o estoque de capital humano individual, o que
prejudicaria os ganhos futuros por desvantagens tanto no mercado de trabalho
quanto no mercado de casamento.
Na literatura latino-americana, destaca-se o trabalho de Stupp e Cáceres
(2001), que realizam um minucioso exame da relação entre a idade ao ter o
primeiro filho e a escolaridade da mulher, considerando a idade de conclusão da
educação em El Salvador. O risco relativo de ter o primeiro filho foi analisado
segundo diversas características da mulher, por meio do Modelo de Riscos
Proporcionais de Cox. O principal achado foi que a idade com a qual a mulher
sai da escola, e não o mais alto nível de educação alcançado, é um aspecto
crítico do acompanhamento escolar feminino e afeta o risco de ter um filho.
Na literatura européia, entre os estudos que relacionam características
individuais e domiciliares, destaca-se Coppola (2001), que investiga o
relacionamento entre a formação de família e as transições para o emprego na
Espanha e na Itália. Na Espanha, a mulher apresenta a mesma relação entre união
e participação na força de trabalho, embora mais fraca em comparação aos
homens. Os resultados encontrados para a mulher italiana sugerem que a entrada
na primeira união e a entrada na força de trabalho podem não ter qualquer
efeito forte uma sobre a outra, devido à heterogeneidade não observada.
Outra forte relação de simultaneidade constatada encontra-se no tempo de
permanência na escola e a idade à primeira união. Verificou-se que estes dois
indicadores têm aumentando significativamente na Espanha e na Itália. Coppola e
Aassve (2003) procuraram mostrar evidências empíricas da endogeneidade desses
dois processos. Por um lado, a saída do sistema educacional aumenta o risco de
entrar na primeira união, mas, por outro, existem características individuais
não observadas que influenciam, simultaneamente, a ocorrência dos dois
processos. Se o modelo não é controlado por essas características, os efeitos
da conclusão da educação sobre a formação de família produzem um viés
ascendente.
A seqüência desses eventos é também relacionada a normas sociais que variam de
país para país. Assim, Espanha e Itália têm sido consideradas as últimas duas
nações que apresentam padrão de saída dos jovens da casa dos pais com alta
sincronização com a entrada na primeira união.
Diferente do norte da Europa, onde os laços de família são fracos, Itália e
Espanha são protótipos do padrão mediterrâneo de transição da casa dos pais
para o processo de formação de família, por manterem laços familiares
conservadores. Por essa razão, tornam-se, recorrentemente, objetos de estudo do
padrão dessas transições (BILLARI et al., 2000). Estes autores analisaram o
padrão de saída da casa dos pais com a probabilidade de múltiplos destinos. A
carreira profissional e educacional e o último grau de escolaridade concluído
foram inseridos como determinantes desses múltiplos destinos: transição para
uma residência autônoma, transição por motivo de casamento, transição para casa
dos pais de um dos cônjuges (patrilocal unions), transição para coabitação e,
ainda, o papel da maternidade precoce.
Concluiu-se que o fato de estar na condição de estudante impede a transição
para a formação de família (seja morando na casa dos pais ou não, seja para
união consensual ou marital), entretanto, pode promover a transição para um
domicílio autônomo. A exceção fica por conta das mulheres espanholas, para as
quais o fato de permanecer na escola impede o casamento, mas não a coabitação,
atuando positivamente na transição para a autonomia. Na Espanha, a coabitação
apresenta correlação com níveis educacionais mais elevados, ao passo que, na
Itália, não se verifica seletividade com o nível educacional.
O papel desempenhado pela carreira profissional confirma um viés por gênero já
previsto na literatura, ou seja, possuir um trabalho aumenta significativamente
as chances dos homens de transitarem para o casamento. Já para as mulheres,
verificou-se uma associação negativa, embora o fato de ter uma vasta
experiência profissional e ter tido um trabalho aumente as chances de
transição. Afora as diferenças de gênero observadas, ter um trabalho,
incoerentemente, diminui as chances de transição para a autonomia,
possivelmente pela incerteza quanto à estabilidade do emprego.
A literatura européia ainda explora os fatores que influenciam o padrão de
transição em alguns países. Nesse sentido, Shizzerotto e Lucchini (2002)
analisam a ordem cronológica das idades nas quais se completa cada etapa, o
tempo decorrido entre a etapa subseqüente e a duração de todo o processo de
transição. Os recursos materiais disponíveis, aparentemente, condicionam a
velocidade da maioria das transições individuais para a maioridade. Como
conseqüência, a situação econômica do país, a dinâmica do mercado de trabalho,
a generosidade e o grau de universalização do regime de bem-estar afetam a
trajetória de transição. Entretanto, a idade, a duração e a seqüência
pressupõem que o papel social designado ao adulto é afetado pelo arranjo
institucional, cultural e processo histórico do país.
Acrescenta-se à literatura elencada o trabalho desenvolvido por Biddecom e
Bakilana (2003), que investigam o tempo, a densidade e a seqüência das
transições realizadas por adolescentes e jovens adultos, de ambos os sexos,
para a atividade sexual, gravidez, uniões e saída da escola na África do Sul.
Além da densidade, a seqüência dos eventos também merece investigação, pois a
duração de um evento pode determinar o início e a duração de outro evento, ou
mesmo a probabilidade de acionar outro evento. Os resultados não apresentaram
alta densidade de transição no período da adolescência até os vinte anos. Além
disso, foram verificadas importantes diferenças entre os grupos populacionais
no que diz respeito às transições estudadas, bem como uma grande desordem em
termos da variedade de combinações e seqüências cronológicas das transições.
Dados e metodologia
Fonte de dados
A PPV foi aplicada no Brasil nas Regiões Nordeste e Sudeste, pelo Instituto
Brasileiro de Geografia e Estatística ' IBGE e pelo Banco Mundial. No Nordeste
foram investigadas amostras nas regiões metropolitanas de Fortaleza, Recife e
Salvador, restante da área rural e restante da área urbana. Na Região Sudeste,
os estratos considerados foram as regiões metropolitanas de Belo Horizonte, Rio
de Janeiro e São Paulo, restante da área urbana e restante da área rural.
O tamanho da amostra para cada estrato geográfico foi fixado em 480 domicílios,
sendo estipulados 60 setores, em cada estrato geográfico, e oito domicílios, em
cada setor.
O questionário foi planejado para fornecer um conjunto de informações
integradas com o objetivo de entender os diversos aspectos de distribuição do
bem-estar e pobreza. Além disso, investigaram-se, retrospectivamente, o
histórico de educação e a atividade econômica de homens e mulheres e também a
história de fecundidade das mulheres de 15 a 49 anos na data da pesquisa. Com
isso, obtêm-se dados retrospectivos a respeito das idades com as quais os
indivíduos experimentaram os eventos investigados neste trabalho.
Metodologia
Neste trabalho, adotou-se a análise de sobrevivência como estratégia de
verificação empírica do problema tratado. Em uma seção mais descritiva,
utilizar-se-á análise não paramétrica para obter curvas de sobrevivência em
cada um dos eventos investigados. Posteriormente, serão incluídas covariáveis
no modelo, para o que se adotará o modelo semiparamétrico de riscos
proporcionais de Cox.
Análise não paramétrica
Para os propósitos deste trabalho, serão utilizados os métodos da função de
sobrevivência não paramétrica (Kaplan-Meier) e função de risco (Hazard). A
análise de sobrevivência descreve diretamente a experiência de sobrevivência da
coorte em estudo, enquanto a função de risco informa sobre a probabilidade da
ocorrência do evento investigado condicionada à sobrevivência no tempo t.
Os métodos discutidos consensualmente na literatura (ALLISON, 1995; KLEIN e
MOESCHBERGER, 1997; RETHERFORD e CHOE, 1993, entre outros) usam dados que lidam
com o tempo até a ocorrência de qualquer evento bem definido (duração). Nesse
caso, a variável de interesse é a idade, em anos, da ocorrência do primeiro
filho, da saída da escola e do primeiro trabalho. Como os eventos estão
distribuídos ao longo de um tempo determinado, a origem da escala de tempo é
definida a partir do início da observação, que pode variar entre os indivíduos
de um grupo em estudo. Quando se trata de dados retrospectivos, como neste
estudo, a origem da escala de tempo é bem definida pela idade do indivíduo no
evento que marca o início da contagem, ou seja, a idade a partir da qual se
considera o início de cada evento.
No caso da entrada no mercado de trabalho, levou-se em conta a menor idade
relatada pelos indivíduos que tinham entre 20 e 49 anos na época da entrevista.
Para a saída da escola, a menor idade declarada pelos indivíduos que tinham
entre 20 e 49 anos na época da entrevista marcou o início da contagem desse
evento. E, para o nascimento do primeiro filho, considerou-se a menor idade
mencionada pelas mulheres que tinham entre 20 e 49 anos na época da entrevista.
Optou-se pela experiência dos entrevistados de 20 a 49 anos para, em primeiro
lugar, padronizar a amostra e tentar captar relações seqüenciais e de
simultaneidade entre os eventos e, em segundo, minimizar problemas de memória,
comuns em dados retrospectivos, bem como qualquer viés de seletividade causado
pelos jovens em idade de transições.
Deve-se levar em conta a possibilidade de o evento não ocorrer durante o tempo
de observação. Neste caso, a única razão é que existem pessoas no grupo de
interesse que não haviam experimentado o evento até a data da entrevista, o que
impossibilita conhecer o tempo de ocorrência até o evento. Entretanto, tais
dados não devem ser ignorados, pois se sabe que o tempo até o evento é, no
mínimo, algum valor.1 Um indivíduo será censurado à direita neste trabalho se,
até o tempo t (idade de ocorrência do evento investigado), ele não tiver
experimentado algum dos eventos de interesse. Neste trabalho, não existe
censura à esquerda,2 pois o tempo exato transcorrido até os eventos de
interesse é conhecido.
A análise exploratória dos dados foi realizada por meio de tabelas de
contingências, a fim de serem investigadas as relações de dependência entre os
eventos. Primeiramente, fez-se uma breve introdução sobre as funções básicas da
distribuição do tempo em análise de sobrevivência: a de distribuição da
probabilidade; a de sobrevivência; a de densidade; e a de risco.
A Função de distribuição da probabilidade
O tempo de sobrevivência de um indivíduo, em algum tipo de análise de
sobrevivência, é considerado uma variável aleatória T, que pode ser
caracterizada por uma distribuição cumulativa chamada de distribuição de
função.
Função de sobrevivência
O método denominado Kaplan-Meier ' KM estima uma função de sobrevivência S(t)
para os valores de t observados no banco de dados, na forma (ti, di),...,
(tndn), sendo di a situação de ocorrência do evento. Supõe-se que o t esteja
ordenado assim: t1<t2...<tn. A cada evento ocorrido em ti, a probabilidade de
sobreviver além de t=ti é reduzida pela multiplicação por (ri-1)/ri, em que ri
é o número de indivíduos em risco exatamente antes do iésimo t.
Para algum valor não negativo de t, F(t) é a probabilidade de o tempo de
sobrevivência ser menor do que o tempo t. Descrevendo a variável aleatória T,
em termos da probabilidade de o tempo de sobrevivência ser no mínimo t, tem-se
a Função de Sobrevivência S(t), que é mais comumente usada em análise de
sobrevivência:
Função de risco (Hazard function)
A função de risco é a taxa instantânea de a probabilidade de ocorrência do
evento condicionada ao indivíduo não ter experimentado o evento ao tempo t.
Como o risco ultrapassa a unidade, ele não pode ser pensado como uma
probabilidade. Uma maneira de associar a função de risco ao tempo t, como uma
probabilidade, é calcular a aproximação quando
t tende a zero.
O numerador da função é a probabilidade de o indivíduo em análise experimentar
o evento entre o tempo t e t+t.
Quando se divide por S(t), condiciona-se à sobrevivência no tempo t. Então, o
risco no tempo t multiplicado por um pequeno incremento de tempo é uma
aproximação da probabilidade de ocorrer o evento dentro desse pequeno intervalo
de tempo após t, para o indivíduo que tenha sobrevivido ao tempo t.
Análise semiparamétrica
Quando se lida com grupos que apresentam características similares e se
diferenciam apenas no tratamento sobre estudo, as respostas obtidas por meio da
análise não paramétrica respondem satisfatoriamente à questão. Entretanto,
quando não se tem idéia da homogeneidade entre os grupos e, ainda, se os grupos
revelam características específicas do ponto de vista demográfico e
comportamental que podem afetar o resultado, tais características podem ser
usadas como covariáveis (variáveis explicativas) da variável resposta. Nesse
caso, as covariáveis serão preditoras de fatores de risco para o evento,
melhorando o grau de acurácia e reduzindo o viés do modelo não paramétrico que
contempla apenas a comparação de funções de sobrevivência.
O modelo que permite este tipo de análise, conforme citado em Alisson (2003),
foi desenvolvido por Cox (1972)3 e denomina-se Modelo de Riscos Proporcionais
(Porportional Hazards Models).
Lembrando que T denota o tempo para ocorrência de um dado evento, baseado em
uma amostra de tamanho n, este pode ser definido genericamente como se segue:
onde:
tj: é tempo de observação do j-ésimo indivíduo;
dj: variável indicadora dj=1 se evento tiver ocorrido e dj=0 se o tempo de
sobrevivência for censurado à direita;
<formula/> é o vetor de covariáveis ou
fatores de risco para o j-ésimo indivíduo no tempo t que poderia afetar a
distribuição de T.
O vetor Zjk(t)'s, tal que k=1,2,3,...p, pode ser composto de variáveis que
mudam no tempo, denominadas dependentes do tempo (time-dependent variable),
como, por exemplo, diagnóstico atual, pressão sangüínea, situação ocupacional,
matrícula em escola para indivíduos em idade escolar, entre outras. Esse vetor
pode também ser composto por variáveis fixas, ou seja, já conhecidas no momento
zero (sexo, grupo-controle, raça, diagnóstico inicial, situação ocupacional no
começo da contagem do tempo, série em curso no princípio da contagem do tempo,
entre outras). No caso específico deste trabalho, serão consideradas
covariáveis de efeito fixo.
O modelo básico para função de risco no tempo t, para um indivíduo em risco,
segundo o vetor Z, é chamado de semiparamétrico porque apenas os efeitos das
covariáveis são tratados parametricamente. A função de risco de referência é
ajustada da forma não-paramétrica.
<formula/> é uma função de risco de
referência definida arbitrariamente;
<formula/> é o vetor de parâmetros das
covariáveis;
<formula/> a função conhecida.
Como é <formula/> obrigatoriamente positiva,
um modelo comum para <formula/> é:
Assim, pode-se reescrever <formula/> da
seguinte forma:
O logaritmo de <formula/> é [/img/revistas/
rbepop/v23n1/v23n1a07fr16.gif] nas formulações tradicionais de modelos lineares
com efeitos de covariáveis. Este é o modelo de riscos proporcionais porque, se
dois indivíduos com covariáveis de valores Z e Z* forem observados, a razão dos
riscos é constante. Esse valor constante é chamado de risco relativo para um
indivíduo com os fatores de risco Z*. Particularmente, se Z1 indicar o efeito
do tratamento (Z1=1, se for grupo de tratamento e Z1=0 se for grupo-controle) e
todas as outras covariáveis tiverem os mesmos valores, então [/img/revistas/
rbepop/v23n1/v23n1a07fr17.gif] que é o risco de acontecer o evento se o
indivíduo tiver recebido o tratamento (grupo de tratamento), sobre o risco de
ter acontecido o evento se o indivíduo for do grupo de controle (grupo-
controle).
As saídas da regressão produzidas pelo pacote estatístico SAS fornecem o teste
de hipótese para b (SAS, 2001). A hipótese nula testada é a de que todos os
coeficientes das variáveis adicionadas ao modelo sejam zero. O critério do
teste é dado pela estatística quiquadrado, que é calculada pela diferença entre
duas vezes a verossimilhança parcial do modelo com e sem as variáveis de
controle, e o p-valor é encontrado utilizando-se como graus de liberdade o
número de variáveis do modelo (ALISSON, 2003).
A principal variável de interesse, neste caso, é a educação dos pais. Como é
consenso na literatura, a educação dos pais, particularmente a da mãe,
apresenta uma associação positiva com a probabilidade de estudar e, espera-se,
uma relação negativa com a probabilidade de entrar no mercado de trabalho e de
ter o primeiro filho.
Testou-se também se a educação do pai está mais relacionada aos eventos
associados à participação na força de trabalho em detrimento, ou menor
associação, com a escolaridade e ter o primeiro filho. Incluiu-se a variável de
situação de residência até os 15 anos4 para verificar se o fato de o indivíduo
ter residido em áreas urbanas até essa idade diminui o risco de sair da escola
e ter o primeiro filho. As demais variáveis de idade (saída da escola, primeiro
filho e entrada no mercado de trabalho) foram incluídas para identificar o
sentido da associação existente entre elas.
Descrição da amostra
Para efeito de padronização da amostra, foram eliminados do banco de dados
valores inconsistentes e todos os indivíduos que tinham menos de 20 e mais de
49 anos na época da entrevista. A distribuição da amostra por sexo e idade
consta na Tabela_1.
Relação entre a idade de entrada no mercado de trabalho e a idade de saída da
escola
Esta seção teve como propósito verificar se existe alguma associação entre a
idade de entrada no mercado de trabalho e a idade de saída da escola. A Tabela
2 indica que, para os homens de até 19 anos, 69,84% já saíram da escola e
90,97% já entraram no mercado de trabalho. Uma análise mais acurada da tabela
de contingência indica que a entrada no mercado de trabalho é um evento que
precede a saída da escola e pode acionar essa transição, pois, dos 68,88% que
entraram no mercado de trabalho até os 15 anos, 36,95% saíram da escola na
mesma idade, 16,55% com 16 a 19 anos e 11,79% após os 19 anos. Além disso, as
proporções a partir e acima da diagonal principal são significativamente
maiores em relação às células abaixo da diagonal principal. A própria
configuração da tabela e a estatística qui-quadrado estimada revelam que não se
trata de processos independentes.
Ressalta-se que a transição para o mercado de trabalho é muito intensa até a
idade de 15 anos, se for considerado que a idade legal, no Brasil, para
inserção na atividade econômica é 16 anos.
A Tabela_3 revela que a mulher permanece mais tempo fora do mercado de trabalho
e uma proporção delas jamais se insere na atividade econômica, embora o padrão
de saída da escola seja bastante similar ao dos homens. Como no caso masculino,
os dados sugerem que, também para as mulheres, a entrada no mercado de trabalho
precede a saída da escola e pode acionar esse processo. A estatística qui-
quadrado estimada também revela que os processos não são independentes para as
mulheres.
Relação entre a idade de entrada no mercado de trabalho e a idade ao primeiro
filho
Este tópico e o próximo referem-se apenas às mulheres e analisam a relação
entre a idade de entrada no mercado de trabalho e a ocorrência do primeiro
filho, e entre a idade de saída da escola e a ocorrência do primeiro filho,
nessa ordem. Evidencia-se, pela Tabela_4, que entrar no mercado de trabalho é
uma decisão que precede a de ter filhos. Note-se que, das mulheres que entraram
no mercado de trabalho até os 15 anos (46,18%), uma maior proporção delas
(15,14%) tiveram filhos apenas aos 20-24 anos, 11,86% dos 16 aos 19 anos e
somente 1,22% aos 15 anos. Esses resultados indicam uma tendência similar ao
comportamento europeu, ou seja, primeiro se busca a independência financeira
para, posteriormente, assumir os papéis relacionados à fecundidade, o que tem
aumentado a idade ao ter o primeiro filho. Pela própria seqüência de
acontecimento desses eventos, é notório que existe uma associação entre eles, o
que é corroborado pela estatística qui-quadrado.
Relação entre a idade de saída da escola e a idade ao ter o primeiro filho
Os resultados apresentados na Tabela_5 indicam que as jovens de até 19 anos
saem da escola para depois terem o primeiro filho. Os dados parecem mostrar que
a transição para o primeiro filho, como um processo que aciona a transição para
fora da escola, é importante apenas para quem teve esse filho até os 15 anos,
do que se pode inferir, grosso modo, tratar-se de um evento não planejado. Das
2,32% jovens que tiveram filhos até os 15 anos, 1,77% deixaram a escola nessa
idade. Da mesma forma que a decisão de entrar no mercado de trabalho precede a
de ter o primeiro filho, a saída da escola também acontece antes desse evento.
Entretanto, deve-se ressaltar que, quanto mais cedo a jovem sai da escola, mais
nova ela terá o primeiro filho, pois, entre as que saíram da escola até os 15
anos, 13,66% tiveram o primeiro filho entre 16 e 19 anos e a mesma proporção o
tiveram entre 20 e 24 anos. Tendo em vista que para as mulheres a entrada no
mercado de trabalho, em maior proporção, precede a saída da escola ou aciona
esta saída, uma seqüência desses eventos seria: a jovem estudante decide entrar
no mercado de trabalho e, por isso, deixa a escola, decidindo, algum tempo
depois, ter filhos. É notório que todos esses processos estão fortemente
associados, contudo, no escopo deste trabalho, nada mais se pode dizer sobre
tal associação.
Funções de sobrevivência e risco
Nesta seção, foram geradas tábuas de vida por sexo, elaborando-se, a partir
delas, gráficos para uma melhor análise da função de sobrevivência em cada um
dos eventos estudados.
Foram destacadas nos gráficos medidas de posição, como a mediana, o primeiro e
o terceiro quartis, conforme a fórmula seguinte:
Mediana:
Idade de entrada no mercado de trabalho
A análise das curvas de sobrevivência por sexo e a função do risco de entrar no
mercado de trabalho demonstram que essa transição ocorre, tanto para os homens
quanto para as mulheres, em idade jovem (Gráficos_1 e 2). Note-se que os
maiores riscos de entrada no mercado de trabalho, para ambos os sexos,
apresentam tendência de crescimento até próximo da idade pertencente ao
terceiro quartil de transição. Registra-se, também, como já verificado
anteriormente, uma defasagem na idade mediana de inserção: 15,66 anos para as
mulheres e 13,08 anos para os homens. Com 19,65 anos, 75% das mulheres já se
inseriram no mercado de trabalho, enquanto para os homens essa idade
corresponde a 16,10 anos.
Idade de saída da escola
A idade de saída da escola, conforme os Gráficos_3 e 4, não apresenta
variabilidade entre homens e mulheres, conseqüentemente, o padrão de risco é
também similar para ambos.5 Destaca-se que a transição ocorre majoritariamente
em idade jovem: para os homens, a idade mediana é de 15,97 anos e, para as
mulheres, 16,69 anos. Com 20 anos, 75% de homens e mulheres já saíram da
escola, e o risco de saída é crescente até próximo dos 20 anos.
Nascimento do primeiro filho
A decisão de ter o primeiro filho é posterior à entrada no mercado de trabalho
e à saída da escola. De acordo com a função de sobrevivência, mostrada no
Gráfico_5, a idade no primeiro quartil é 19,24 anos e a idade mediana
corresponde a 23 anos, contra 11,86 e 15,66 anos da entrada no mercado de
trabalho e 12,57 e 16,69 anos de saída da escola, relativas ao primeiro quartil
e mediana, respectivamente. O risco de se ter o primeiro filho é crescente até
próximo dos 25 anos, passando a diminuir a partir dessa idade (Gráfico_6).
O Gráfico_7 apresenta as curvas de sobrevivência na escola e na inatividade
para os homens, enquanto o Gráfico_8 traz as curvas de sobrevivência na escola,
inatividade e ter o primeiro filho para as mulheres. Nota-se que a entrada no
mercado de trabalho é transição que antecede a saída da escola para ambos os
sexos.
No caso dos homens, parece haver uma certa simultaneidade entre escola e
trabalho, ou seja, a transição para o mercado de trabalho não aciona, de
imediato, a transição para fora da escola. Já no caso das mulheres, parece que
a entrada no mercado de trabalho provoca, quase que imediatamente, a saída da
escola. No entanto, a decisão de ter o primeiro filho sucede a saída da escola
com uma defasagem relevante.
Análise do efeito das variáveis selecionadas sobre o risco
As regressões que medem o risco proporcional segundo covariáveis selecionadas
foram operacionalizadas para homens e mulheres separadamente. O propósito da
desagregação é verificar se alguma variável apresenta um fator de risco maior
ou menor relacionado ao sexo do indivíduo exposto ao risco.6
Nota-se, na Tabela_6, que a educação do pai tem um efeito significativo na
redução do risco de os homens entrarem no mercado de trabalho. Como se vê, a
cada nível educacional mais alto, em contraposição a nenhuma educação, o risco
é menor. A variável educação da mãe, por sua vez, apesar de apresentar efeito
menor, relativamente à educação do pai, na redução do risco de o homem entrar
no mercado de trabalho, possui impacto significativo para as mulheres, embora
em magnitude menor do que o verificado para os homens. A educação do pai não
apresentou efeito importante sobre o risco de a mulher entrar no mercado de
trabalho.
O fato de o indivíduo ter vivido em área urbana até a idade de 15 anos tem
impacto significativo no risco relacionado à entrada no mercado de trabalho.
Note-se que para o indivíduo do sexo masculino que viveu somente em área urbana
até os 15 anos, o risco corresponde a apenas 55,9% daquele verificado para os
que viveram em outras áreas. Esse impacto é menor quando se trata de mulheres,
sendo que o risco daquelas com domicílio urbano é 89,1% relativamente ao das
que residiram em outras áreas. A idade de saída da escola (idadesc) tem efeito
significativo e reduz em 2,5% e 0,4% o risco de homens e mulheres,
respectivamente, entrarem no mercado de trabalho. Cada ano adicional na escola,
controlando-se pelas demais variáveis, produz um efeito positivo para ambos os
sexos. Quanto mais se prolonga a permanência na escola, em detrimento da
entrada no mercado de trabalho, pode-se supor que o estoque de capital humano
acumulado por meio da educação formal garantirá melhor inserção no mercado de
trabalho. No caso das mulheres, a idade ao ter primeiro filho reduz em apenas
0,1% o risco de entrar no mercado de trabalho.
A educação da mãe é altamente significativa na redução do risco de sair da
escola para homens e mulheres. Registra-se, conforme a Tabela_7, que filhos de
mães com educação fundamental apresentam 84,1% do risco de sair da escola
daqueles cujas mães não acumularam nenhum grau educacional. Cada nível
educacional da mãe, em contraste com a categoria omitida (nenhuma educação),
reduz o risco de os homens e as mulheres saírem da escola, embora o efeito
sobre a diminuição do risco de as mulheres saírem da escola ser, em magnitude,
maior do que o verificado para os homens. A educação do pai também foi
significante na diminuição do risco de homens e mulheres saírem da escola,
embora o efeito se apresente maior para os homens. Parece haver algum viés de
sexo na associação da educação dos pais sobre o risco de sair da escola, ou
seja, o efeito da educação da mãe é maior para as mulheres e o da educação do
pai é maior para os homens.
O risco de sair da escola dos indivíduos do sexo masculino que residiram
exclusivamente em áreas urbanas até a idade de 15 anos é de 88% daquele
verificado para os que residiram em outras áreas. No caso das mulheres, o risco
corresponde a 76,6% do observado para as que viveram em outras áreas.
Cada ano a mais que se posterga a entrada no mercado de trabalho reduz em 2,3%
o risco de sair da escola, para os homens, e em 0,3%, para as mulheres. A idade
ao ter o primeiro filho diminui o risco de as mulheres saírem da escola em
0,8%, ou seja, cada ano adicional da idade ao ter o primeiro filho reduz o
risco das mulheres saírem da escola. Embora o porcentual de redução seja
relativamente baixo, este resultado é coerente com Stupp e Cáceres (2001), cujo
trabalho demonstrou que a idade com a qual a mulher deixa a escola, e não o
mais alto nível educacional, é o fator crítico para a transição para o primeiro
filho.
A educação da mãe apresenta efeito positivo na redução do risco de ter o
primeiro filho (Tabela_8). Enquanto filhas de mães com educação fundamental
apresentam 90,5% do risco de ter o primeiro filho daquelas cujas mães não
possuem nenhuma educação, filhas de mães com nível superior ou mais registram
risco 32,1% menor do que o das filhas cujos pais não têm nenhum nível
educacional. A educação do pai só apresenta efeito positivo na redução do risco
de ter o primeiro filho para os níveis educacionais fundamental e médio.
A idade de entrada no mercado de trabalho aumenta em 3,8% o risco de ter o
primeiro filho, enquanto a idade de saída da escola reduz em 2,2% esse risco.
Tais resultados são bastante plausíveis e indicam que, quanto mais tardiamente
se entra no mercado de trabalho, por hipótese, mais o indivíduo já teria
completado um bom nível educacional e estaria transitando para uma etapa de
autonomia financeira coerente com os compromissos relativos à formação de
família. Por outro lado, quanto mais anos ele se mantém na escola, ou seja,
quanto mais anos se assume os papéis sociais do estudante, mais se atrasa a
transição para se assumir os papéis e as despesas relativas à formação de
família.
Conclusão
Mesmo sem nenhuma inferência de causalidade, pode-se esperar que, no Brasil, a
mulher primeiro decide trabalhar, quase simultaneamente sai da escola e somente
algum tempo depois decide ter o primeiro filho. No caso dos homens, a idade de
entrada no mercado de trabalho precede a idade de saída da escola e sugere uma
possível simultaneidade entre a escola e o trabalho.
Pode-se afirmar que, no Brasil, essas transições são inerentes aos jovens. Em
que pese o fato de a transição para ter o primeiro filho suceder as demais
transições femininas, baseando-se nesses dados, não parece haver uma tendência
clara de aumento da idade dessa transição como citado na literatura européia.
A análise semiparamétrica, entretanto, esclarece alguns pontos com relação a
fatores de risco relevantes para cada evento estudado. A educação da mãe
mostrou-se fator importante na redução do risco de todos os eventos estudados,
corroborando vários estudos da literatura tanto nacional quanto internacional,
que encontram evidências de uma associação positiva entre educação dos pais e a
opção pela escola. Verificou-se, ainda, maior significância da educação do pai
na redução do risco de os homens entrarem no mercado de trabalho, enquanto a
educação da mãe está mais relacionada à redução do risco de sair da escola
(CORSEIL, SANTOS e FOGUEL, 2001; LEME E WAJNMAN, 2000, KASSOUF, 2001).
Quanto mais se permanece na escola, menor o risco de se entrar no mercado de
trabalho e, no caso das mulheres, de ter o primeiro filho. Embora a redução
porcentual do risco seja, em todos os casos, abaixo de 5%, essas relações são
corroboradas por estudos que demonstram evidência, para a Europa, do aumento do
tempo gasto na educação e da entrada no processo de formação de família
(COPPOLA e AASSVE, 2003). Isso também é mostrado por estudos como o de Billari
et al. (2000) que encontra incompatibilidade do papel de estudante com a
transição para a formação de família, o que pressupõe primeiro a saída da
escola, tendo o mercado de trabalho como transição intermediária para o
processo de formação de família, situação que requer determinada estrutura de
gastos incompatíveis com o ciclo de vida estudantil.
É importante ressaltar que tais resultados refletem a experiência de transição
das pessoas que tinham idade entre 20 e 49 anos na época da pesquisa (1996-
1997), portanto, não necessariamente traduzem a experiência dos jovens que
estão realizando as transições nesta década. A importância dos achados deste
estudo está justamente nessa característica, pois, se para a experiência dessas
coortes fica evidente uma seqüência de transições e que a idade ao ter o
primeiro filho reduz em apenas 0,8% o risco de deixar a escola, é porque a
transição para o primeiro filho não representava o principal fator de risco de
deixar a escola. Nesse contexto, deve-se avaliar quais são os desafios
enfrentados pelos jovens em idade de transição nesta primeira década do século
XXI e, a partir de evidências de coortes anteriores, desenhar as políticas
apropriadas.
Segundo Camarano et al. (2003), em 2001, a idade média de formação de família
era de 22,28 anos para homens e 21,40 anos para mulheres. Em que pese este
trabalho não trazer informações sobre a idade masculina de formação de família,
contudo, a idade média das mulheres que compõem a amostra é 22,09 anos, ou
seja, praticamente não mudou, feitas as devidas ressalvas sobre a abrangência
das duas fontes (PNAD e PPV). Por outro lado, a idade média de entrada na
População Economicamente Ativa ' PEA, em 2001, foi de 20,2 anos para os homens
e 20,16 anos para as mulheres, enquanto a idade média de entrada verificada
para os indivíduos que compõem a amostra deste trabalho foi de 13,4 e 15,71
anos, respectivamente, para os sexos masculino e feminino.7 Em que pese a
amostra ser representativa apenas para as Regiões Nordeste e Sudeste, parte do
aumento de idade de entrada na PEA verificado pode ser devido às mudanças no
perfil da demanda por mão-de-obra, resultante da reestruturação produtiva
iniciada na década de 90, que tornou o mercado de trabalho mais seletivo. Isso
pode ter dificultado a obtenção do primeiro emprego (CAMARANO et al., 2003).
Uma vez identificados os desafios, as idades e os fatores intervenientes nas
transições constituem informações de grande relevância para políticas públicas
de educação, qualificação, geração de emprego, políticas habitacionais e de
saúde, pois saber que é positiva a permanência na escola como meio tanto de
acumular capital humano quanto de adiar a transição para o processo de formação
de família é de fundamental importância na redução de vários riscos aos quais
os jovens estão expostos.
Além das políticas públicas, informações dessa natureza são importantes para o
planejamento estratégico da oferta de diversos serviços pelo setor privado.
Dependendo das características sociodemográficas do universo investigado, pode-
se delinear um mercado potencial para um leque de serviços que variam desde
orientação vocacional até produtos e serviços para o ciclo de vida e familiar.