O efeito trabalhador adicional para filhos no Brasil
Introdução
A questão da entrada de crianças e adolescentes na força de trabalho é
discutida a partir de várias perspectivas teóricas. Em geral, os estudos
investigam os determinantes da alocação do tempo desses indivíduos entre a
escola e o trabalho por meio de estratégias metodológicas diversas (CORSEUIL
et. al., 2000; LEME; WAJNMAN, 2000; KASSOUF, 2000). Uma abordagem teórica que
tem sido pouco explorada na literatura nacional e na internacional é o efeito
trabalhador adicional para crianças e adolescentes, ou seja, a entrada dos
filhos, em particular crianças e adolescentes, no mercado de trabalho em
decorrência do desemprego do chefe de família.
O efeito trabalhador adicional consiste no impacto do desemprego do chefe de
família sobre a oferta de trabalho de outros membros. Tanto na literatura
americana quanto na europeia, a preocupação maior tem sido com a entrada das
esposas no mercado de trabalho em decorrência do desemprego do marido. Na
literatura brasileira, o foco também não é diferente. Os poucos estudos
identificados, a exemplo de Fernandes e Felício (2002), buscam verificar a
existência deste efeito para esposas, particularmente, no mercado de trabalho
metropolitano brasileiro, devido à especificidade da base de dados comumente
utilizada: a Pesquisa Mensal de Emprego - PME.
O objetivo deste trabalho é testar a hipótese da existência do efeito
trabalhador adicional para filhos no Brasil. Em outras palavras, procura-se
verificar se a situação de desemprego do chefe de família faz com que algum
membro da família, cuja condição seja filho, ingresse na População
Economicamente Ativa - PEA. A base de dados utilizada foi a Pesquisa Mensal de
Emprego - PME, realizada pelo IBGE, que permite a construção de painéis para
análise longitudinal de dados. Assim, será testada a hipótese para pelo menos
um filho com idade de 10 a 18 anos, entre 2002 e 2013, para as regiões
metropolitanas de Belo Horizonte, Salvador, Porto Alegre, São Paulo, Rio de
Janeiro e Recife, que compõem a área de abrangência da PME.
Este trabalho inova ao avaliar o impacto do desemprego dos pais sobre a
participação dos filhos na força de trabalho e contribui para o aumento de
estudos sobre esse tema na literatura latino-americana. Assim, a pergunta para
a qual se busca a resposta é: existe efeito trabalhador adicional para filhos
com idade de 10 a 18 anos no Brasil metropolitano entre 2002 e 2013? A hipótese
que se coloca é que há um efeito trabalhador adicional positivo para filhos
neste intervalo etário no Brasil.
Como hipótese adicional deste trabalho, admite-se a existência de diferencial
por sexo do chefe de família para o efeito trabalhador adicional de filhos de
10 a 18 anos. Acredita-se que, na maior parte dos casos, quando o chefe de
família é do sexo masculino, é pressuposta uma estrutura familiar composta de,
pelo menos, um chefe e uma esposa. Em famílias chefiadas por mulheres,
geralmente, verificam-se outras relações de parentesco, que não os de cônjuge.
Sendo isso verdade, pode-se supor que, nas famílias chefiadas por homens, o
primeiro candidato natural para substituir o chefe desempregado no mercado de
trabalho seria a esposa. O segundo candidato natural seria o filho mais velho
ou qualquer um dos filhos aptos ao trabalho, no caso de baixa produtividade da
esposa no mercado de trabalho. Já no caso de famílias chefiadas por mulheres, o
primeiro candidato natural para substituir o chefe desempregado no mercado de
trabalho seria o filho. Então, supor que o efeito trabalhador adicional para
filhos de mulheres chefes de família seja maior do que para filhos de homens
chefes é uma hipótese plausível, como mostram as Figuras_1 e 2.
Sendo [t] o mês no qual se inicia a observação do evento, ou seja, quando o
chefe de família se encontra ocupado e o filho inativo, os meses subsequentes
referem-se à transição do chefe para o desemprego em t+1 e à transição para a
atividade do filho em [t+1, t+2 e t+3].
Espera-se, neste trabalho, encontrar um efeito positivo e maior do que o
verificado por Oliveira (2005) para filhos mais velhos, uma vez que o fato de
se testar a transição para a atividade apenas para o filho mais velho ignorava
a probabilidade de qualquer outro filho, inativo em t, transitar para atividade
em virtude do desemprego do chefe de família. No caso particular deste artigo,
eliminou-se a restrição sobre o filho mais velho e restringiu-se o intervalo
etário de observação para 10 a 18 anos, pois admite-se que os filhos com idade
superior a 18 anos apresentam maior probabilidade de ingressar na força de
trabalho, independentemente do desemprego dos pais.
Além desta introdução, o artigo traz a seção de antecedentes teóricos, na qual
é realizada uma breve discussão da literatura. Também são especificadas a
metodologia e a fonte de dados e comentadas as estimativas em relação ao
desenho amostral. Posteriormente são analisados e discutidos os resultados
encontrados e, na última seção, apresentam-se as considerações finais à luz dos
resultados obtidos.
Antecedentes teóricos
De acordo com Ehrenberg e Smith (2000), mudanças na produtividade de um dos
cônjuges em casa ou no mercado de trabalho podem afetar a decisão básica de
oferta de mão de obra da família. Como a recessão não atinge a produtividade
doméstica, é provável que a família considere que o cônjuge se envolva nas
atividades domésticas. Se a esposa antes alocava todo o seu tempo na atividade
doméstica, ela não tem sua produtividade no mercado afetada. Assim, a fim de
tentar manter o nível anterior de utilidade da família, ela deve substituir o
cônjuge nas atividades no mercado, e ele substituí-la nas atividades domésticas
enquanto durar a recessão. Se, por um lado, o cônjuge que alocava o seu tempo
em atividades no mercado continua a fazer parte da força de trabalho na
situação de desempregado, por outro, a partir do momento em que a esposa busca
um posto de trabalho no mercado, ela se torna um membro adicional da força de
trabalho. Então, em face da queda da renda familiar, o número de membros da
família que buscam trabalho no mercado pode aumentar, o que pressiona o mercado
de trabalho, elevando a taxa de desemprego e exercendo uma pressão descendente
sobre os salários.
Como o salário esperado declina em presença de recessão, seja pelo excesso da
oferta de mão de obra sobre a demanda seja pela menor probabilidade de se obter
um emprego durante uma recessão, o custo de oportunidade de investir na procura
de trabalho vis-à-vis ficar em casa torna-se alto, induzindo os indivíduos a se
retirarem da força de trabalho. A redução da força de trabalho pelo
desencorajamento tende a agir contra o efeito trabalhador adicional. A pressão
sobre os salários e sobre a taxa de desemprego será dependente de qual desses
efeitos predomina no mercado (os desencorajados ou os trabalhadores
adicionais). À medida que a mulher tende a fazer parte da força de trabalho de
uma forma constante, o efeito trabalhador adicional estará confinado aos
filhos, possivelmente àqueles mais velhos (EHRENBERG; SMITH, 2000).
Congregado et al. (2011) investigam qual dos efeitos - desencorajamento ou
trabalhador adicional - predominou sobre a taxa de desemprego da Espanha a
partir da crise financeira internacional de 2008. Os autores assumem que esses
efeitos são ambíguos por se tratar de um relacionamento time-varying. Eles
citam Benati (2001), Darby et al. (2001) e Altavilla et al. (2005) como alguns
exemplos de autores que têm testado a hipótese da existência de um
relacionamento de longo prazo não linear entre a taxa de participação e a de
desemprego, levando em consideração a possível existência de diferenças no
relacionamento por sexo e idade como um meio de confirmar a robustez das
estimativas. Os resultados mostraram que o efeito trabalhador adicional
prevalece sobre o efeito desencorajamento até o limite superior de 11,7% da
taxa de desemprego. Acima deste limite, os dois efeitos se anulam mutuamente e
a taxa de participação não é influenciada pela piora das condições econômicas.
Em grande parte, os estudos do efeito do trabalhador adicional enfocam a
entrada da esposa no mercado de trabalho em face de uma situação do desemprego
do marido (STEPHEN, 2001; SPLETZER, 1995; DORIS, 1999; PRIETO-RODRÍGUEZ;
RODRÍGUEZ-GUTIÉRREZ, 2000; GRUBER; CULLEN, 1996). A existência do efeito
trabalhador adicional varia muito entre famílias e entre países. A literatura
americana relata a estimação de um efeito trabalhador adicional fraco para os
Estados Unidos, ao passo que, na literatura europeia, o efeito é praticamente
ausente. Na literatura recente, particularmente em Doris (1999), as explicações
para a ausência do efeito trabalhador adicional de esposas referem-se às
seguintes situações:
•os casais, ou membros da família ou domicílio, que vivem em um mesmo
local estão igualmente expostos aos choques no mercado de trabalho
que causam o desemprego do chefe do domicílio. Dessa forma, a oferta
do trabalho da esposa ou de outros membros da família é menos
provável, seja por restrição da própria oferta, seja por desalento
devido à baixa receptividade do mercado de trabalho. Essa explicação
é válida também nos casos de filhos. Entretanto, deve-se ater ao fato
de que, mesmo estando todos os membros das famílias igualmente
expostos aos choques, os efeitos são individuais. Em outras palavras,
dependendo do conjunto de características individuais, as pessoas
terão respostas diferenciadas do mercado de trabalho;
•os casais podem ter uma união do tipo assortative mating, que
pressupõe que o casamento ordena os indivíduos de acordo com as
características relevantes para a oferta de trabalho, tais como nível
educacional e preferência por trabalho no mercado. Neste caso os
casais, possivelmente, tenderão a reproduzir características
semelhantes, desde que respeitadas as etapas inerentes ao ciclo de
vida;
•o tempo de lazer de maridos e esposas pode ser mais complementar do
que substituto. Isso é particularmente relevante para casais mais
velhos, se eles consideram o desemprego do marido uma aposentadoria
precoce, embora não planejada. No caso dos filhos, seu tempo de lazer
só seria complementar ao do pai quando mais novos. Acima de
determinada idade, possivelmente a que marca a passagem da infância
para a adolescência, o tempo de lazer dos filhos tenderia a ser
substituto ao dos pais;
•as mulheres podem relutar em assumir o papel de arrimo de família
devido a preconceitos culturais que podem causar instabilidade
emocional do chefe de família, por causa de estereótipos - como
mantido pela esposa - associados a esse tipo de situação em algumas
culturas. Essa explicação está muito relacionada a fatores culturais
e também defasada no tempo, pois, em países desenvolvidos, onde as
relações matrimoniais pressupõem um contrato de igualdade de gênero,
a decisão de oferta de trabalho entre os casais está mais relacionada
à produtividade de cada um no mercado ou no domicílio. Além disso, as
mulheres estão cada vez mais engajadas no mercado de trabalho de
forma permanente, compatibilizando, inclusive, com as funções
reprodutivas. No caso dos filhos, essa explicação também não se
aplica, pois existe uma cultura de apoio dos filhos em relação aos
pais, que perpassa várias sociedades. Assim, pode não ser natural, em
algumas sociedades, o chefe do sexo masculino ser mantido pela
esposa. Entretanto, é normal que, independentemente do sexo, ambos
sejam mantidos pelos filhos;
•a mulher pode tomar suas decisões de acordo mais com considerações
dinâmicas do que estáticas, ou seja, ela pode entender que não vale a
pena investir numa busca por trabalho se ela acredita que o
desemprego de seu marido não durará um período tão longo, dado que
ela sairá da ocupação assim que o marido retorne ao mercado e as
condições de renda e consumo voltem ao normal no domicílio;
•em um contexto dinâmico, pode haver uma demora em conseguir casar a
oferta desejada de trabalho com a demanda no mercado. Assim, o custo
de oportunidade da procura torna-se alto, particularmente, se for
necessário contar com arranjos alternativos de suporte e cuidados a
crianças;
•programa de compensação de renda substitui ou suaviza o efeito da
perda de renda e consumo, o que funciona como um fator desestimulador
da entrada no mercado de trabalho. Tal explicação se aplica com
grande propriedade no caso de filhos, especialmente aqueles em idade
escolar. Programas de compensação de renda, de transferências de
renda ou de suavização da queda da renda familiar per capita, como
seguro-desemprego e Bolsa Família, podem agir contra o efeito
trabalhador adicional para filhos;
•sistemas de seguridade social que providenciam renda em caso de
desemprego, como são os means tested, podem desencorajar o trabalho
das esposas.
Verificou-se uma escassez no Brasil de trabalhos que procuram testar a hipótese
do trabalhador adicional. Schmitt e Ribeiro (2003) testam a hipótese do
trabalhador adicional para as esposas da Região Metropolitana de Porto Alegre -
RMPA. Os autores utilizam um modelo econométrico que isola o efeito de outras
variáveis na participação das mulheres na força de trabalho. Observou-se que a
hipótese do efeito trabalhador adicional é válida para explicar o comportamento
das mulheres casadas no que se refere à decisão de participar da força de
trabalho. No entanto, a motivação mais forte para este comportamento não é a
perda do emprego do marido, mas sim a queda da renda dele.
O trabalho desenvolvido por Fernandes e Felício (2002) utiliza os painéis
rotativos da PME para identificar o efeito trabalhador adicional para esposas
nas regiões metropolitanas de São Paulo, Porto Alegre, Rio de Janeiro, Recife,
Salvador e Belo Horizonte. Os resultados evidenciam um efeito trabalhador
adicional positivo mesmo sem considerar o motivo da transição para o
desemprego. Entretanto, o efeito é ainda mais significativo quando a transição
do marido para o desemprego é involuntária, ou seja, por demissão de empregos
formais e informais. Os autores registram ainda que o efeito estimado no
trabalho é superior ao verificado para a economia americana, o que evidencia
uma certa dificuldade das famílias brasileiras em adotar medidas para minimizar
os efeitos das flutuações de renda e consumo em período de desemprego do chefe
de família.
O estudo de Oliveira (2005), adaptando a metodologia aplicada por Fernandes e
Felício (2002), estimou o efeito trabalhador para o filho mais velho com idade
entre 10 e 18 anos e não identificou o efeito trabalhador adicional
significativo para filhos no Brasil.
A questão da oferta de trabalho da família no Brasil metropolitano foi
pioneiramente estudada por Jatobá (1990). Contudo, seu trabalho investiga a
participação da família no mercado de trabalho por meio da taxa de participação
da família na força de trabalho - TPFFT. Essa taxa é a razão dos membros das
famílias com mais de dez anos de idade que estejam ativos sobre o total dos
membros em idade ativa. O autor analisa a resposta dessa taxa ao comportamento
do mercado de trabalho. Considerando que o estudo utiliza dados agregados e sem
a perspectiva longitudinal, não é de natureza comparável com o presente
trabalho. Ressalta-se, porém, que o autor identifica uma associação negativa
entre a renda do chefe e a taxa de participação da família no mercado de
trabalho. Isso indica que a família compensa o baixo potencial de ganho do
chefe no mercado com o aumento da oferta familiar de trabalho.
Não foi encontrado nenhum trabalho na literatura nacional que investigasse a
entrada de filhos no mercado de trabalho em substituição ao trabalho do chefe
de família em situação de desemprego. Todavia, registra-se um estudo
desenvolvido por Duryea, Lam e Levison (2003), que utiliza dados longitudinais
para analisar os impactos dos choques econômicos sobre as transições da escola
para o trabalho de crianças e adolescentes de 10 a 16 anos, nas seis regiões
metropolitanas do Brasil cobertas pela PME. Por meio da construção de painéis
rotativos com os dados da PME, similar aos painéis construídos neste trabalho,
os autores compararam os domicílios nos quais os chefes homens tornaram-se
desempregados durante quatro meses com os domicílios nos quais permaneceram
empregados no mesmo período. As regressões de probito bivariado utilizadas no
trabalho indicaram que o choque provocado pelo desemprego do chefe aumenta
significativamente a probabilidade de a criança entrar no mercado de trabalho e
diminui a probabilidade de a criança permanecer na escola. Os efeitos
encontrados foram significativos, chegando a aumentar em 60% a probabilidade de
adolescentes de 16 anos, do sexo feminino, entrar na força de trabalho. Entre
os achados, os autores destacam que os choques em anos consecutivos não
apresentaram efeitos significativos, sugerindo que os resultados estão isentos
de características de domicílios que experimentaram o choque de desemprego, não
observáveis. Os resultados sugerem que alguns domicílios não estão aptos a
absorver choques econômicos de curto prazo, o que provoca consequências
negativas para as crianças.
Dados e metodologia
Metodologia
O modelo aplicado por Fernandes e Felício (2002) e adaptado por Oliveira (2005)
será modificado para incorporar alterações propostas pelos autores. A pergunta
para a qual se busca uma resposta é: qual seria a proporção de filhos inativos,
cujos chefes de família tornaram-se desempregados, que transitariam para a
força de trabalho mesmo que o chefe mantivesse a situação de empregado? A
diferença entre essa taxa e a taxa real observada (chefe tornou-se
desempregado) seria a medida do efeito trabalhador adicional.
Onde:
δ= efeito trabalhador adicional para filhos inativos e chefes empregados no
tempo t, cujos chefes de família tornaram-se desempregados em t+1;
Ai = variável que é igual a 1, quando o filho da família i transita para a
força de trabalho no tempo t+1, t+2 ou t+3, e 0 quando não transita;
Di = variável que é igual a 1, quando o chefe da família i transita para o
desemprego em t+1, e 0 quando não transita;
Li = variável que é igual a 1 para os filhos cujos chefes de família tornaram-
se, de fato, desempregados em t+1 e 0 para aqueles filhos cujos pais
permaneceram empregados em t+1, t+2 e t+3;
t = período de tempo no qual os filhos são observados inativos e os pais
trabalhando.
Considerando T o período sob análise, o efeito a ser identificado éδT=E(δt| t-
T) . Não é possível estimar concomitantemente a probabilidade de transição para
a atividade de filhos cujos pais se tornaram desempregados e a mesma
probabilidade na hipótese de o pai permanecer empregado. A estratégia de
estimação utilizada em Fernandes e Felício (2002) e replicada em Oliveira
(2005) será a mesma empregada neste trabalho, ou seja, utilizar a transição
para a atividade dos filhos cujos pais não deixaram o trabalho como grupo de
controle, para representar os filhos no grupo de tratamento que transitariam
para a atividade mesmo se os pais não se tornassem desempregados. A validade
dessa estratégia depende de quão bem esses grupos são homogêneos em uma
situação não observável, na qual o chefe permanece empregado. Na verdade,
pressupõe-se homogeneidade nas características individuais e familiares dos
grupos refletidas no conjunto de variáveis que determinam o processo de
transição dos filhos para a atividade. Se W é o conjunto de variáveis
relevantes, observáveis ou não, para determinar a Pr(Ai=1|Di, t), a fórmula
anterior pode ser reescrita como se segue:
[/img/revistas/rbepop/v31n1/03s2.jpg]
Onde:
δwt é o efeito trabalhador de filhos no grupo de tratamento em t com
características W.
[/img/revistas/rbepop/v31n1/03s3.jpg]
Esta estratégia de identificação admite dois pressupostos: o primeiro é que o
grupo de variáveis relevantes W pode ser bem representado pelo conjunto de
variáveis familiares observáveis X, e da região do domicílio, r; o segundo é
que as probabilidades de transição podem ser representadas pela seguinte função
que enfatiza a dependência funcional entre as probabilidades e a variável
preditora Z:
[/img/revistas/rbepop/v31n1/03s4.jpg]
Substituindo-se tem:
[/img/revistas/rbepop/v31n1/03s5.jpg]
Xi representa um vetor de famílias com características observáveis.
λteηr são variáveis controle de tempo e região.
Se o efeito trabalhador adicional existe, espera-se um sinal positivo para o
coeficienteβ, indicando que o fato de o chefe transitar para o desemprego
aumenta a chance de o filho transitar para a atividade em (exp(β)-1)*100 em
relação à chance de ele não transitar. Uma vez conhecidos os coeficientes
estimados do modelo, pode-se obter, para cada amostra de filhos, a estimativa
da probabilidade de transição para o mercado de trabalho nas situações nas
quais Di=j (j = 0,1), mantidas constantes as características da amostra. Assim,
[/img/revistas/rbepop/v31n1/03s6.jpg], [/img/revistas/rbepop/v31n1/03s7.jpg]
são as probabilidades médias de transição estimadas para filhos cujos pais
tiveram sua experiência de transição em Di=j.
A propriedade da função logística definida anteriormente é que, quando Z se
torna infinitesalmente negativo, e-z se torna infinitesalmente grande e, assim,
a probabilidade de transição aproxima-se de zero. Quando Z se torna
infinitesalmente positivo, e-z se torna infinitesalmente pequeno, logo, a
probabilidade de transição para a atividade aproxima-se da unidade. Se Z=0, e-
z=1 e a probabilidade de transição é igual a 0,5.
Variáveis selecionadas e os modelos testados
Boa parte dos resultados obtidos por meio de qualquer modelo implementado está
na definição do modelo, ou seja, quais serão as variáveis explicativas que
produzem efeitos significantes sobre a variável resposta. Nesse caso, além das
tradicionais variáveis usadas nos modelos de participação na força de trabalho,
selecionaram-se aquelas que foram julgadas mais relevantes sobre a transição de
crianças e adolescentes para a atividade.
Quadro_1
Como os modelos estão aninhados, ou seja, o terceiro incorpora o segundo que
incorpora o primeiro, pode-se testar se a adição de variáveis de controle
melhora o ajuste do modelo.
Os modelos podem ser especificados da seguinte forma:
[/img/revistas/rbepop/v31n1/03s8.jpg]
Considerando que X representa um vetor de famílias com características
observáveis e Y e Z representam os vetores de tempo e região, a estatística
para a qual se conhece a distribuição da amostra é:
[/img/revistas/rbepop/v31n1/03s9.jpg]
L1/L2 é a razão de verossimilhança e L1<L2 não é uma condição restritiva,
apenas indica que o modelo 1 está aninhado no modelo 2. O teste é um qui-
quadrado, assim, tomando-se os graus de liberdade como a diferença entre o
número de coeficientes estimados, consulta-se a tabela de qui-quadrado para
verificar se um ajuste é significativamente melhor do que o outro.
Um indicador do ajuste do modelo que pode ser calculado é o pseudo-R2
utilizando as estatísticas geradas na saída do software estatístico.
[/img/revistas/rbepop/v31n1/03s10.jpg]
L0 é a verossimilhança para o ajuste do modelo nulo.
L1 é a verossimilhança para o modelo cujo ajuste está sendo testado.
Dados
A PME é um levantamento estatístico sobre o mercado de trabalho metropolitano
no Brasil, cujo objetivo fundamental é fornecer indicadores mensais de emprego
e desemprego. A pesquisa revela tendências dos mercados de trabalho de algumas
regiões metropolitanas (RM) - Rio de Janeiro, São Paulo, Belo Horizonte, Porto
Alegre, Recife e Salvador - , com base em informações conjunturais. Apesar de a
cobertura não ser nacional, considera-se que o comportamento desses mercados de
trabalho metropolitano sinalize as condições mais gerais de funcionamento da
economia. Em 2002, foram realizadas algumas alterações na pesquisa seguindo
recomendações internacionais em termos de conceitos sobre o tema trabalho;
ampliação da investigação e por conseguinte do conhecimento sobre a População
Economicamente Ativa (PEA) e da oferta potencial de trabalho; ajustamento no
processo de rotação para aprimorar o acompanhamento longitudinal de eventos; e
introdução do coletor eletrônico para aprimorar o sistema operacional e
agilizar a apuração dos resultados da pesquisa (IBGE, 2002).
Para o cálculo de seus indicadores são utilizadas informações levantadas por
meio de uma amostra probabilística de domicílios estratificada e conglomerada
em dois estágios para cada RM de abrangência da pesquisa. Os setores
censitários constituem as unidades primárias de amostragem (UPA) e são
selecionados por meio de amostragem sistemática proporcional ao total de
domicílios particulares ocupados verificados no Censo Demográfico do início da
década. O setor selecionado permanece na amostra até o próximo Censo, quando se
refaz todo o processo de seleção. As unidades secundárias são os domicílios de
cada setor censitário. Os domicílios são selecionados por meio de amostragem
sistemática simples, com base em um cadastro de domicílios de cada setor que é
mantido atualizado. O número de unidades domiciliares selecionadas para
integrar a amostra total é de aproximadamente 40.000 a cada mês. As unidades
domiciliares amostradas são distribuídas pelas quatro semanas de referência da
pesquisa e o resultado do mês é obtido pela média dessas quatro semanas.
Trata-se, portanto, de um processo de amostragem complexa e as estimativas
geradas a partir destes dados devem considerar o desenho amostral. Para
minimizar o efeito do plano amostral nas estimativas, foi gerado um plano para
análise de dados de amostras complexas no SPSS. A variável de estratificação
(v112), a UPA (v113) e o peso da pessoa com correção de não entrevista com
calibração pela projeção de população foram usados no primeiro estágio,
seguidos pela probabilidade do setor (v107) e o tamanho da população (v114). O
método de correção foi amostra probabilística igual sem reposição (WOR). Pessoa
e Silva (1998, p. 10) discutem os efeitos sobre as estimativas geradas quando
se ignora o desenho amostral:
As estimativas pontuais de parâmetros da população são influenciadas
por pesos distintos das observações. Além disso, as estimativas de
variância são influenciadas pela conglomeração, estratiï¬cação e
pesos. Ao ignorar estes aspectos, os pacotes tradicionais de análise
podem produzir estimativas incorretas das variâncias das estimativas
pontuais.
A PME permite a construção de painéis, pois cada unidade domiciliar selecionada
é pesquisada durante quatro meses consecutivos, fica oito meses sem ser
pesquisada e, após esse período, volta por mais quatro meses ao painel, quando
é definitivamente retirada. A amostra é subdividida em oito painéis de rotação,
em que, a cada mês, 25% dos domicílios da amostra são substituídos, seguindo um
esquema de grupos de rotação, compostos por um conjunto de setores censitários,
e painéis formados por um conjunto e unidades domiciliares (IBGE, 2002). Em
consequência desse esquema de rotação, para o mesmo mês, em pares de anos
consecutivos, são garantidos 50% de parte comum da amostra (IBGE, 2002).
A amostra do presente estudo é formada por filhos na idade de 10 a 18 anos
inativos na quinta entrevista e por chefes ocupados na quinta entrevista entre
2002 e 2013. O grupo de tratamento é composto pelos filhos que transitaram para
a atividade entre a sexta e a oitava entrevistas e cujos chefes transitaram da
situação de ocupados para desempregados entre a quinta e a sexta entrevistas. O
grupo de controle é formado pelos filhos que transitaram para a atividade entre
a sexta e a oitava entrevistas, cujos chefes permaneceram empregados nesse
mesmo intervalo de tempo. Outros casos foram excluídos da amostra.
O banco de dados construído, segundo as restrições anteriores, resultou numa
amostra de 52.299.500 pares de chefes e filhos. Entre os chefes, 36.078.384 são
homens, dos quais 275.967 (0,8%) transitaram para o desemprego entre a quinta e
a sexta entrevistas, e 16.221.116 são mulheres, com o mesmo valor relativo de
transição para o desemprego (0,8%), mas, em termos absolutos, representando
apenas 121.674.
Da amostra total de filhos, 4.529.759 (9,0%) transitaram para a atividade entre
t+1 e t+4 e o restante (47.769.742, ou 91,0%) não transitou.
O grupo de controle, que representa o total de filhos que transitaram para a
atividade em t+1, t+2 ou t+3 cujos chefes de família mantiveram-se empregados
em todo o período, englobou 4.471.219 indivíduos. O grupo de tratamento -
filhos que transitaram para a atividade entre t+1 e t+3, cujos pais
efetivamente tornaram-se desempregados em t+1 - é formado por 58.539
indivíduos. Quando os dados são desagregados por sexo do chefe, observa-se que
apenas 35% dos indivíduos pertencentes ao grupo de controle são membros de
família chefiada por mulher. Assim, os dados sinalizam que os filhos transitam
para a atividade, em grande maioria, independentemente da transição do chefe de
família para o desemprego.
Resultados
Foram estimados três modelos para os chefes do sexo masculino e três modelos
para os chefes do sexo feminino. A Tabela_1 apresenta os coeficientes estimados
para o efeito da transição dos chefes homens sobre a transição dos filhos de 10
a 18 anos para a atividade. No primeiro modelo, não foram incluídas variáveis
de controle, apenas aquela que indica se o chefe transitou para o desemprego no
tempo t+1. No segundo modelo, foram incluídas as variáveis de características
demográficas e individuais, bem como variáveis dummies de UF e dos períodos de
realização da pesquisa. No terceiro modelo foram acrescidas duas varáveis que
refletem a situação ocupacional do chefe e do filho: se o chefe esteve
desempregado, considerando os quatro primeiros pontos de entrevista que
antecedem o período de transição; e se o filho esteve ativo no mesmo período.
Nos três modelos estimados, a variável de transição do chefe para o desemprego
foi positiva e significante estatisticamente, ou seja, o fato de o chefe do
sexo masculino transitar para o desemprego aumenta a chance de o filho se
tornar ativo. O fato de o filho ser homem tem chance 11% maior de se tornar
ativo diante do desemprego do pai em relação às filhas. Este resultado é
coerente com o perfil de entrada de homens e mulheres no mercado de trabalho.
Se o pai esteve em uma relação informal de trabalho em um dos primeiros quatro
pontos da entrevista, isso também tem o efeito de aumentar a probabilidade de o
filho transitar para o mercado de trabalho. Os anos de realização da pesquisa
só não foram significantes, tanto no modelo 2 quanto no 3, em 2003, 2005 e
2007, com todos os coeficientes negativos indicando efeito de diminuição da
probabilidade de o filho ingressar no mercado de trabalho, em relação ao ano de
2002, omitido na regressão. Neste período verificou-se grande expansão do
emprego formal e da renda no Brasil, o que pode indicar baixa transição
involuntária do chefe para o desemprego e, em consequência, menor necessidade
de ingresso dos filhos no mercado de trabalho para complementar a renda
familiar.
A RM de Porto Alegre foi a única que não apresentou significância para o efeito
investigado. As demais foram significativas, com coeficientes negativos nas RMs
de Salvador e do Rio de Janeiro e positivos nas de Belo Horizonte e de Recife.
Assim, é mais provável que o filho transite para o mercado de trabalho para
compensar a perda de emprego do pai nas RMs de Recife e de Belo Horizonte, em
comparação com a RM de São Paulo (referência).
As variáveis totalpes (total de pessoas na família) e propad (proporção de
filhos com idade superior a 18 anos) são significantes e negativas, ou seja,
impactam diminuindo a probabilidade de transição do filho para o mercado de
trabalho, nos modelos 2 e 3. Este é um resultado esperado, pois, quanto mais
pessoas na família, mais oferta de trabalho dos membros mais velhos, inclusive
com idade superior a 18 anos, que poderiam ingressar ou já estariam
economicamente ativos e arrefeceriam a necessidade da entrada de membros mais
novos no mercado de trabalho, para suprir a queda da renda familiar no caso do
desemprego do chefe.
A idadefil (idade do filho mais velho) é significante e tem coeficiente
positivo, indicando que a cada incremento de uma unidade na idade do filho mais
velho aumenta em 64,8% no modelo 2 e em 54,3% no modelo 3 a chance de o filho
de 10 a 18 anos entrar no mercado de trabalho. Na hipótese de o filho mais
velho ter menos de 18 anos, é de se esperar que a probabilidade aumente com a
idade. Por outro lado, se o filho mais velho tiver mais de 18 anos, o limite da
oferta de trabalho em benefício da renda familiar é a transição para o
casamento, formando outro núcleo familiar, o que pode indicar maior mobilização
de recursos em favor dessa transição em prejuízo da mobilização na unidade
familiar.
A variável anos de estudos do pai, como esperado, apresenta relação negativa
com a variável resposta, ou seja, o incremento de um ano de escolaridade do pai
produz efeito de diminuir em 2,9% e 2,1% a probabilidade de ingresso do filho
de 10 a 18 anos no mercado de trabalho, respectivamente, modelos 2 e 3.
A variável paidesem do modelo 3, que representa alguma situação de desemprego
do pai em um dos quatro primeiro pontos do painel, aumenta o espaço de tempo de
transição do chefe para o desemprego e eleva em 17,4% a probabilidade de
transição do filho para o mercado de trabalho. Situações de atividade do filho
em alguma das quatro primeiras entrevistas é significante e produz alto impacto
na probabilidade de transição do filho para a atividade. Ele tem chance 83,6%
maior de ingressar no mercado de trabalho do que um filho que não tenha
experimentado estados de atividade anteriores. Essas duas variáveis do modelo 3
refletem o histórico de participação dos pais e filhos no mercado de trabalho e
podem minimizar o viés de seleção que poderia impactar na transição, tal como
preferência por lazer não observável.
A Tabela_2 apresenta os resultados dos três modelos estimados considerando
apenas as chefes de família. Neste caso, a variável de transição do chefe para
o desemprego não foi estatisticamente significativa em nenhum dos três modelos,
indicando que essa variável, neste caso, é um fraco preditor da transição dos
filhos de 10 a 18 anos para o mercado de trabalho.
A maior parte das variáveis que foram fortes preditoras no modelo dos chefes
homens não foi significante em nenhum dos modelos para as mulheres chefes de
família. Variáveis indicadoras de ano da pesquisa foram significantes a partir
de 2006 em relação a 2002 e apresentaram coeficientes negativos, diminuindo a
probabilidade de entrada dos filhos, nas idades investigadas, no mercado de
trabalho. No caso das RMs de residência, os resultados foram similares aos dos
chefes homens em significância e sinal dos coeficientes.
A variável anestpai (anos de estudos do chefe de família) é negativa e
significante estatisticamente para chefes mulheres, assim como foi para os
homens, e produz o resultado esperado, ou seja, uma maior escolaridade do chefe
de família diminui a chance de transição do filho para a atividade.
Ressalta-se o efeito significante da variável de atividade dos filhos em um dos
quatro primeiros pontos da entrevista incluído no modelo 3, com coeficiente
positivo, aumentando em 84,3% a chance de ingresso no mercado de trabalho. Vale
refletir sobre o que representam o fraco efeito da variável de transição e de
outras variáveis e o forte poder de predição da variável filho ativo. Uma
hipótese pode ser a que associa pobreza à chefia feminina de família e
domicílios. Assim, os filhos de 10 a 18 anos membros destas famílias já
transitariam para a atividade em virtude da necessidade de complementação da
renda familiar. Por isso o forte poder de predição da variável que reflete o
histórico de atividade do filho.
O pseudo-R2 estimado indica fraco ajuste, revelando o baixo poder preditivo das
variáveis explicativas sobre a variável resposta, embora a maior parte das
variáveis incluídas nos modelos tenha sido estatisticamente significante.
Contudo, sabe-se que o significado desta estatística neste tipo de modelo é
bastante difuso.
O valor estimado a partir das diferenças entre as médias das probabilidades de
transição para os grupos de tratamento e controle revela a existência de um
efeito trabalhador adicional positivo (Tabela_3). Note-se que o efeito da
transição do chefe homem para o desemprego é superior ao verificado para os
chefes do sexo feminino nos três modelos. Este achado reforça a hipótese
levantada sobre o fraco pode preditor da variável de transição da mulher chefe
para o desemprego. Quando o homem é o principal provedor, a transição dos
filhos para a atividade acontece mais em decorrência da própria transição de
ciclo de vida e em função da queda na renda familiar na falta do salário do
provedor. Já no caso das mulheres, a transição ocorre em função da carência
material e em menor proporção pelo desemprego.
Os valores apresentados na Tabela_4, estimados por Oliveira (2005), são
inferiores em termos absolutos e relativos aos estimados neste trabalho,
apresentando inclusive reversão de sinal. Essas diferenças podem ser
decorrentes de atualização dos dados, mudanças em algumas covariáveis,
observação da transição dos filhos de 10 a 18 anos e não apenas do filho mais
velho e, também, pela incorporação do efeito do plano amostral, que foi
ignorado em Oliveira (2005).
Considerações finais
A variável de transição do chefe de família foi estatisticamente significante
apenas para os homens, indicando que sua transição para o desemprego aumenta a
chance de o filho entrar no mercado de trabalho, evidenciando a existência de
um efeito trabalhador adicional positivo, o que não se verificou para as chefes
mulheres. A oferta de trabalho dos filhos, para compensar a perda de renda do
chefe da família, pode antecipar a entrada de adolescentes e jovens no mercado
de trabalho. Em termos conjunturais, o aumento de indivíduos procurando
trabalho, no primeiro momento, eleva a taxa de desemprego da economia.
No presente estudo foi considerado qualquer filho, entre 10 e 18 anos, que
transitasse para o mercado de trabalho, não se prendendo apenas à transição do
filho mais velho, a exemplo de Oliveira (2005).
Não se pode corroborar a hipótese da existência de um efeito trabalhador
adicional maior para chefes mulheres, pois, em todos os modelos estimados, a
diferença a favor das mulheres foi irrisória. Em que pese a chefia de
domicílios feminina estar associada à pobreza, a transição do filho para o
mercado de trabalho não parece apresentar seletividade pelo sexo do chefe.
Entretanto, algumas modificações ainda podem ser adicionadas ao modelo, tais
como considerar a hipótese de que a oferta de trabalho adicional por parte da
família ocorra não somente em função do desemprego do chefe, mas principalmente
em virtude da queda da renda familiar. Como, para a média da população
brasileira, a transição para a inatividade está relacionada à queda de renda,
esta transição pode ser incorporada na variável de transição do chefe para o
desemprego.
As transições entre as situações na força de trabalho são eventos dinâmicos, ou
seja, a todo o momento existem fluxos de trabalhadores transitando entre
ocupação, desemprego e inatividade. Dessa forma, a fixação de apenas um ou dois
pontos de transição do chefe para o desemprego ou outra situação na força de
trabalho impede que se capte o efeito proveniente de todas as transições.
Assim, dever-se-ia fixar apenas o ponto inicial de observação e considerar as
transições em todos os demais pontos dos painéis.
Além do desenvolvimento metodológico, estudos dessa natureza podem contribuir
para o planejamento de políticas públicas de educação e primeiro emprego, uma
vez que possibilitam incorporar outras variáveis de características familiares
e individuais que podem ter poder preditivo da transição compulsória de jovens
para o mercado de trabalho.