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DETERMINANTES DA OFERTA DE TRABALHO NOS ESTADOS DA REGIÃO
SUL DO BRASIL
Renato José da Silva
Universidade Estadual de Londrina – UEL
Solange de Cássia Inforzato de Souza
Universidade Estadual de Londrina – UEL
Magno Rogério Gomes
Universidade Estadual de Londrina – UEL
Demografia, Espaço e Mercado de Trabalho
RESUMO
Este estudo tem como objetivo identificar os determinantes da oferta de trabalho nos estados da
região sul do Brasil no período de 2002 a 2012. Para atingir tal objetivo, foi utilizada a modelagem
de estimação econométrica probit com dados da PNAD – Pesquisa Nacional por Amostra de
Domicílios - de 2002 e 2012. Os resultados revelam que para a região Sul do Brasil, ser homem,
chefe e cônjuge aumenta a probabilidade do indivíduo ofertar trabalho. No período de 2002 a 2012,
observou-se que em todos os estados as mulheres aumentaram as chances de entrar no mercado de
trabalho, principalmente pelo aumento da escolaridade e experiência, confirmando a teoria do
capital humano. Em 2002 a média de escolaridade dos residentes nesses três estados era de 7 anos,
tendo Santa Catarina com a menor média entre os três. Contudo, em 2012, a média de escolaridade
saltou para 8,6 anos. O maior aumento foi para Santa Catarina em 26%, seguido do Paraná, 23% e
Rio Grande do Sul em 18,4%. Destaca-se também que no mesmo período as mulheres aumentaram
sua participação como chefes de família, e as casadas estão mais dispostas a entrar no mercado de
trabalho em 2012 do que em 2002, com aumento de mais de 50% da probabilidade. Por fim, as
variáveis que desestimulam a entrada dos indivíduos no mercado de trabalho foram significativas
em todos os períodos. A primeira variável selecionada que capta todas as rendas alternativas no qual
o indivíduo pode receber fora do mercado de trabalho, mostrou-se relevante no desestímulo da
probabilidade da pessoa ofertar sua força de trabalho principalmente para os homens de Santa
Catarina e Rio Grande do Sul.
Palavras-chaves: Oferta de Trabalho; Região Sul do Brasill; Probit
1 . INTRODUÇÃO
O mercado de trabalho brasileiro passou por profundas transformações após a virada do
milênio. A atual dinâmica da oferta e demanda de trabalho nos anos 2000, contrariamente ao
existente na década de 1990, é marcada pelos indicadores favoráveis, especialmente pelo aumento
do emprego formal e redução da taxa de desemprego, mesmo com o aumento da PEA nos últimos
anos, no Brasil e nos estados da federação.
A região sul se destaca das demais regiões do país como a menor região em extensão
territorial do Brasil, e indicadores sociais e econômicos mais elevados perante a média nacional,
incluindo o mercado de trabalho. Representa cerca de 20% do PIB do Brasil e é caracterizada por
ter o menor índice de desemprego do Brasil, segundo dados da PNAD contínua do IBGE (2013). De
acordo com as informações, o desemprego foi de 4,3% enquanto a média nacional foi de 7,4%.
Os dados da Relação Anual de Informações Sociais (RAIS) revelam que o emprego formal
em 2013 foi expandido em 285,6 mil postos na região sul do país, com um aumento percentual de
5,3 pontos, e o rendimento médio real dos trabalhadores teve alta de 4,52%. Em níveis estaduais, o
aumento foi de 4,79% no Paraná, de 4,66% no Rio Grande do Sul e de 3,97% em Santa Catarina.
No que tange à proporção de trabalhadores com carteira assinada no setor privado, o percentual é de
83,4% na região Sul, tendo ainda a menor taxa de desocupação formal do país, 4%. De acordo com
os dados do MTE (Ministério do Trabalho e Emprego) (2011) os estados do Paraná, Santa Catarina
e Rio Grande do Sul, representavam respectivamente 5,8, 6,1 e 3,6% da PEA (População
Economicamente Ativa) no Brasil em 2009, sendo cerca de 16% dos trabalhadores brasileiros.
Segundo a teoria neoclássica da oferta de trabalho, os trabalhadores são agentes econômicos
que buscam maximizar suas utilidades. Tal utilidade é dada na proporção de satisfação almejada por
cada trabalhador, dadas as suas características na disposição do seu tempo em lazer e a
disponibilidade de bens e serviços oriundos da remuneração do trabalho. Os dados da Pnad (2008)
revelam que o brasileiro trabalha em média 40,9 horas semanais enquanto em países como França e
Alemanha a média de trabalho é de 36,5 horas por semana.
Além das horas trabalhadas e lazer, salários, impostos, programas de manutenção da renda,
previdência social, condição na família, região de residência, cor e sexo, e outros, são fatores que
influenciam a decisão de oferta do trabalho, assumem Ehrenberg;Smith(1994).
De acordo com a teoria do capital humano de Becker (1962) e Shultz (1961) os ofertantes de
mão de obra consideram também que investir em educação maximiza a probabilidade de alcançar
um maior nível de renda. Quanto maior o nível educacional e de habilidades que o trabalhador
adquirir, maior será o seu rendimento no mercado de trabalho. Nos estudos da Pnad (2012) a
escolaridade ligada à força de trabalho brasileira passou de uma média de 5,7 anos de estudo, em
1992, para uma média aproximada de 8,8 anos, em 2012, com progressivo aumento da renda média.
A literatura empírica, reunida em Pereira e Oliveira (2013), Rocha e Campos(2007) e Monte,
Ramalho e Pereira (2011), revela a relevância do capital humano, escolaridade e experiência, para a
decisão da oferta e inserção do trabalhador no mercado de trabalho. Outras características também
são estudadas como posição na família, rendas alternativas ao trabalho e proteção social, estado
civil e condição na família, particularmente no âmbito dos estados da federação.
As relações de gênero também são preocupações de estudiosos. Costa (2007) afirma que a
presença de filhos afeta negativamente a participação feminina no mercado de trabalho, pois as
mulheres tendem a ter salários reservas maiores devido à presença dos afazeres domésticos e dos
filhos.
Nesse contexto, o presente estudo tem como objetivo identificar e analisar os determinantes
da oferta de mão de obra nos estados da região sul do Brasil, bem como sua evolução dos anos de
2002 a 2012. Parte do pressuposto de que existem fatores produtivos e não produtivos que
influenciam a decisão de ofertar a mão de obra na região, para os quais o banco de informações da
PNAD e o uso do modelo probit alcançam importância singular.
O artigo conta com esta introdução e outras cinco seções. Na segunda, a teoria da oferta de
trabalho e suas evidências empíricas são delineadas. Na terceira seção são apresentados a base de
dados e o procedimento metodológico. As seções quatro e cinco destinam-se à exposição e
discussão dos resultados e às considerações finais do trabalho, respectivamente.
2. AS DIMENSÕES TEÓRICAS E EMPÍRICAS DA OFERTA DE TRABALHO
2.1 Salário reserva, teoria neoclássica da oferta de trabalho e a teoria do capital humano
Na decisão do trabalhador entre ofertar a sua mão de obra no mercado de trabalho e demandar
por lazer, é possível que ele busque uma ocupação com um rendimento compatível com o seu grau
de instrução e experiência (capital humano) e as suas características próprias. O indivíduo possui
um valor subjetivo pelo qual vai decidir entre trabalhar ou não, denominado salário reserva.
O salário reserva é o valor no qual o trabalhador é indiferente entre trabalhar ou não Borjas
(2012), e pode ser considerado como o salário mínimo que leva o individuo a optar em entrar no
mercado de trabalho (MOHANTY,2005). Para Borjas (2012), a decisão de trabalhar é, portanto,
baseada na comparação do salário de mercado, que é o salário pago por hora pelos empregadores e
o salário reserva, o qual indica o quanto o trabalhador requer para dispor de sua mão de obra na
primeira hora.
Monte, Ramalho e Pereira (2011) sugerem que a regra seria simples: quando o salário de
mercado (wm
) é superior ao salário reserva (wr) o agente decide entrar para o mercado de trabalho,
tendo (h > 0), ou seja, um número positivo de horas de trabalho. Na situação reversa, o individuo
vai despender seu tempo somente com lazer. Nesse caso tem-se que:
h > 0 ↔ wm > w
r (1)
h = 0 ↔ wm ≤ w
r (2)
Nesse caso, quanto maior o valor que o indivíduo atribui ao lazer, ou ao montante de renda do
não trabalho, maior será o salário reserva. Esse modelo demonstra quantas horas o individuo decide
ofertar no mercado de trabalho, independente dos fatores que determinam sua escolha. A ideia que
os indivíduos obtêm a satisfação do consumo de bens e lazer é dada pela seguinte função utilidade:
𝑈 = 𝑓(𝐶, 𝐿) (3)
De acordo com Borjas (2012) a função de utilidade mensura o nível de satisfação do
indivíduo pelo consumo e lazer. Conforme a teoria, a compra de mais bens, seja de consumo ou de
lazer, levará ao aumento da utilidade da pessoa. Contudo, o consumo é restrito pelo tempo e a
renda. Primeiramente, é fato que a renda do não trabalho como por exemplo, dividendos e aluguéis,
independe das horas de trabalho, podendo ser denotado por V. As horas de trabalho alocadas no
mercado de trabalho, são denotadas por h e w a remuneração salarial por hora. Com essas variáveis
pode-se chegar na restrição orçamentária dada por:
𝐶 = 𝑤ℎ + 𝑉 (4)
Ou seja, as despesas de bens (C) precisam ser iguais à soma dos ganhos com o trabalho (wh) e
da renda não trabalho (V). Percebe-se então, que a taxa salarial é fundamental na decisão de oferta
de trabalho. Como os trabalhadores ou trabalham ou desfrutam do lazer, o tempo dedicado a essas
atividades deve ser igual ao tempo disponível total, de, por exemplo, T horas semanais, no qual T =
h + L. Assim, a restrição pode ser dada por:
𝐶 = (𝑤𝑇 + 𝑉) − 𝑤𝐿 (5)
Essa equação está no formato de linha reta e a sua inclinação é o negativo da taxa salarial.
Como o trabalhador busca maximizar a sua utilidade, a uma dada restrição orçamentária, a
maximização da utilidade é dada quando a curva de indiferença é tangente à linha orçamentária. A
inclinação da curva de indiferença é igual à inclinação da linha orçamentária, sendo dada por:
𝑀𝑈𝐿
𝑀𝑈𝐶= 𝑤 (6)
Nesse ponto, a taxa marginal de substituição (horas de lazer abdicada para um consumo
adicional) é igual à taxa salarial (substituir uma hora de lazer pelo consumo).
Seguindo a tradição neoclássica, no início dos anos 60 uma corrente teórica torna-se popular e
fundamental para a explicação dos diferenciais de rendimento e oferta de trabalho. Tendo como
precursores os estudos de Becker (1962) e Shultz (1961), a ênfase teórica do capital humano recai
sobre o nível de conhecimento, habilidades e experiência adquiridos pelos trabalhadores como
forma de investimento.
Ramos e Vieira (1996) afirmam que a teoria do capital humano tem como princípio que as
pessoas investem em si mesmas tendo como objetivos retornos futuros. Para Ehrenberg e Smith
(2000) o trabalhador depara-se com três tipos de investimento: educação e profissionalização,
migração e busca por novo emprego. Como todos envolvem certo custo inicial, ao realizá-lo o
trabalhador tem por expectativa o retorno de maiores dividendos no futuro.
Monte, Ramalho e Pereira (2011) escrevem que a decisão de investir tem como base os custos
integrados para a obtenção de maior grau conhecimento tendo em visto os rendimentos futuros para
cada ano adicional de estudo. Quanto maior o grau de escolaridade ou nível educacional do
trabalhador maior será a rentabilidade esperada na inserção no mercado de trabalho (Mohanty
,2005). Segundo Neto (1998) o intelecto humano é tratado como uma forma de capital, que como
qualquer outro, pode ser avaliado em termos de taxa de retorno. Para Psacharopoulos (1985) apud
Neto (1998) o cálculo da taxa de retorno, mensura valores que auxiliam a compreender a procura
por níveis educacionais dado que a taxa de retorno é o que os trabalhadores recebem por seu capital
intelectual.
Contudo, Lima (1980) argumenta que conforme o investimento em capital humano é
realizado principalmente em termos de educação, e as diferenças da qualidade e das características
da oferta de mão de obra podem ser percebidas principalmente como diferenças de habilidades
cognitivas. Nesse caso, para o autor existe uma relação direta entre habilidade cognitiva e
produtividade do trabalho. Sendo assim, a educação torna-se um fundamental para as oportunidades
de mobilidade ocupacional e social.
2.2 Evidências Empíricas
A dinâmica da análise empírica sobre a oferta de trabalho possui diferentes objetivos quanto
ao gênero dos trabalhadores. Enquanto para os homens os estudos têm como foco discutir a
elasticidade das horas de trabalho em relação ao salário, as análises para as mulheres têm como
objetivo não somente a elasticidade das horas de trabalho, mas também fatores condicionantes para
a sua participação no mercado de trabalho. Para Costa (2007), se deve ao fato que historicamente os
homens em idade economicamente ativa ofertam sua mão de obra, enquanto que as mulheres
somente uma parte o fazem.
Cugini et al (2014) estimaram a participação da mão de obra no mercado de trabalho
brasileiro nos anos de 2002 e 2011.Como a metodologia utilizada pelos autores foi por meio de
equações de seleções na metodologia de Heckman, os autores no primeiro estágio metodológico
estimaram a função de oferta de trabalho entre gêneros para os anos de 2002 e 2011. As principais
variáveis utilizadas no estudo foram: Raça, Educação, Experiência, Experiência², Filhos, Cônjuge e
Chefe. Os resultados do estudo destacam a significância das variáveis experiência e educação para
ambos os sexos. Outra constatação importante é que a mulher sendo cônjuge a probabilidade de
entrar no mercado de trabalho diminui, enquanto se a mesma for chefe de família a probabilidade
aumenta. Segundo os autores os resultados também mostram a crescente participação da mulher no
mercado de trabalho brasileiro na última década.
Com resultados similares Pereira e Oliveira (2013) estimaram a função de oferta de trabalho
para o Rio Grande do Sul a partir de dados do Censo 2010 do IBGE. Tal estimação ocorreu após o
procedimento de viés de seleção de Heckman em dois estágios. As principais variáveis utilizadas
pelos autores foram: sexo, raça, anos de escolaridade, experiência, zona urbana, aposentadoria,
bolsa de auxílio, responsável pelo domicílio e outras fontes de renda. Segundo os autores, uma das
principais características que aumentam a probabilidade do indivíduo entrar no mercado de
trabalho, é estar situado na área urbana e ter um nível maior de escolaridade. Para os autores isso se
deve ao fato de pessoas com níveis de escolaridade maiores em grandes centros tenham maiores
possibilidades de emprego, devido a característica de maiores demandas das empresas desses locais.
Outro resultado importante observado pelo estudo relaciona-se as outras fontes de renda, no
qual os trabalhadores tem acesso, como por exemplo, bolsas de auxílio ou aposentadoria. As
estimativas da pesquisa revelam que as rendas alternativas ao trabalho aumentam o salário reserva
dos trabalhadores, o que leva a exigência de maiores salários para a entrada no mercado de trabalho.
Ser chefe da família possui 24% maiores de chances dos quem não possuem esse papel familiar. Tal
resultado também é discutido por Queiros e Moreira (2009) no qual os autores afirmam que se o
chefe da família for homem, a probabilidade de fazer parte do trabalho é maior que se a mulher
ocupasse essa condição.
Para o estado do Paraná, Rocha e Campos (2007) estudaram as desigualdades salariais no
mercado de trabalho urbano, utilizando a metodologia de Heckman para o ano 2000. Através das
equações de seleções de Heckman, as principais variáveis observadas para o estudo da oferta de
trabalho foram: escolaridade, experiência, chefe, cônjuge, deficiência visual ou auditiva,
rendimentos auxiliares como aluguel ou aposentadoria e as cidades de Londrina, Maringá e
Curitiba. Ao analisar os resultados a partir do gênero, a escolaridade revela-se positiva para ambos
os sexos, contudo o estado civil apresenta efeitos diferentes entre os cônjuges. Para os homens, ser
casado e chefe da família aumenta a probabilidade de inserção no mercado de trabalho, enquanto
que para as mulheres, essa possibilidade é negativa.
Recentemente, os trabalhos de Costa (2007) e Tavares (2010) tiveram como objetivo
encontrar os determinantes da oferta de trabalho feminino no Brasil, sendo a última com foco no
impacto do programa bolsa família para a decisão de participação no mercado de trabalho das mães
beneficiadas. No estudo de Costa (2007) para o ano de 2005 utilizando dados da Pnad, chegou-se a
conclusão que a educação é o principal fator que colabora para o aumento da propensão da mulher a
trabalhar. No entanto, situações no qual existe a presença de filhos pequenos, ser casada e possuir
eleva renda não-laboral afetam negativamente a probabilidade da mulher estar trabalhando.
No modelo de Tavares (2010) os resultados são semelhantes ao encontrado por Costa (2007),
diferindo somente na constatação que mulheres que são mães e beneficiárias do bolsa família
aumenta sua probabilidade de oferta trabalho, sendo esse resultado justificado pela autora pelo fato
dos filhos que precisam frequentar a escola para garantir o recebimento do auxílio, necessitem de
menos cuidado das mães, que assim, possuem mais horas livres e podem ofertar trabalho, enquanto
não cuidam dos filhos.
3 . METODOLOGIA
3.1 BASE DE DADOS
Para atingir os objetivos do presente estudo foi utilizada a fonte de dados IBGE/PNAD –
Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios, dos anos de 2002 e 2012. Pela pesquisa obtêm-se
informações anuais sobre características demográficas e socioeconômicas da população, como sexo,
idade, educação, trabalho e rendimento, e características dos domicílios, e, com periodicidade anual
até 2012, tendo como unidade de coleta os domicílios. Temas específicos abrangendo aspectos
demográficos, sociais e econômicos também são investigados.
3.2 MODELO PROBIT
Segundo Kockelman & Kweon (2002) o modelo de regressão probabilística probit é uma
metodologia que tem como objetivo relacionar uma variável dependente dicotômica Y, com outra
variável contínua Y*. Para Hair et al. (2009) em modelos de regressão de escolha qualitativa, o
método da máxima verossimilhança é usado para que sejam encontradas as estimativas mais
evidenciáveis dos parâmetros. Nesse modelo, a regressão tem como objetivo maximizar a
probabilidade de que um evento ocorra.
No modelo probit, a estimação segue uma função de distribuição acumulada normal (FDA),
ou seja, igual à probabilidade de que a variável aleatória X assuma um valor inferior ou igual a dado
x. De acordo com Gujarati (2006) o modelo Probit pode ser estimado de acordo com a seguinte
função probabilística, dado à equação econométrica 𝐼𝑖 = 𝛽1 + 𝛽2𝑋𝑖:
𝑃𝑖 = 𝑃(𝑌 = 1|𝑋) = (I𝑖∗ ≤ 𝐼𝑖) = (𝑍𝑖 ≤ 𝛽1 + 𝛽2𝑋𝑖) = 𝐹(𝛽1 + 𝛽2𝑋𝑖) (7)
Onde 𝑃(𝑌 = 1|𝑋) é a probabilidade de que um evento ocorra dado as variáveis explanatórias
Xs , I𝑖∗é um índice critico, Zi é a variável normal padronizada, 𝑍 ~ 𝑁(0, 𝜎2). F é a FDA normal
padrão, sendo representada por:
𝑃(𝑌 = 1|𝑋) = 𝐹(𝐼𝑖) =1
√2𝜋∫ 𝑒−𝑧2/2𝑑𝑧
𝛽1+𝛽2𝑋𝑖
−∞ (8)
Onde P representa a probabilidade de que um evento ocorra, sendo medida pela área da curva
normal de −∞ até 𝐼𝑖. Segundo Johnston e Dinardo (2001) tal modelagem econométrica possui uma
interpretação de comportamento instrutiva. Para os autores, uma variável y que tomas os valores 0 e
1, que toma a variável latente y* tal que:
Yi* = XiB + Ɛi (9)
no qual observa-se os valores de yi, sendo igual á 1 caso yi* > 0 e 0 no caso contrário. Tal
regra gera um probit dado por:
prob(𝑦𝑖 = 1) = prob(𝑦 ∗> 0) = prob(𝑿iβ + Ɛi > 0) = prob(Ɛi > −𝑿iβ) = prob (Ɛi
𝜎> −𝑿i
β
𝜎)
(10)
onde σ² é a variância de Ɛ. A divisão Ɛ/σ tem uma distribuição normal padrão, média zero e
variância igual a um. Para o modelo probit a distribuição é simétrica, e a equação pode ser reescrita
como:
prob(𝑦𝑖 = 1) = prob (Ɛi
𝜎> −𝑿i
β
𝜎) = prob (
Ɛi
𝜎< 𝑿i
β
𝜎) = 𝛷 (𝑿i
β
𝜎) (11)
Dada a equação (11) para estimação da função de verossimilhança tem-se que:
prob(𝑦𝑖 = 0) = 1 − prob(𝑦𝑖 = 1) = 1 − 𝛷 (𝑿i β
𝜎) (12)
A função de verossimilhança é o produto da probabilidade das observações individualmente.
Definido por 1,....,m as m observações, tais que yi = 0 e por m+1,....,n as n-m observações tais que
yi =1, tal que:
L = prob(𝑦𝑖 = 0). prob(𝑦2 = 0) … . prob(ym = 0). prob(𝑦𝑚 + 1 = 1) … prob(𝑦𝑛 = 1) (13)
= ∏ [1 − 𝛷 (𝑿i β
𝜎)]𝑚
𝑖=1 = ∏ 𝛷 (𝑿i β
𝜎)𝑚
𝑖=𝑚+1 (14)
= ∏ 𝛷 (𝑿i β
𝜎)
𝑦𝑖𝑛𝑖=1 [1 − 𝛷 (𝑿i
β
𝜎)]
1−𝑦1 (15)
Conforme Johnston e Dinardo (2001), é de praxe trabalhar com a função logarítmica da
verossimilhança, que pode ser definido da seguinte maneira:
𝑙 (𝑿i β
𝜎) = ln (𝐿) (16)
= ∑ {𝑦𝑖. ln [𝛷 (𝑿i β
𝜎)]𝑖 + (1 − 𝑦𝑖). ln [1 − 𝛷 (𝑿i
β
𝜎)]} (17)
Desse modo, o logaritmo da verossimilhança é situado no limite superior por 0 pois, 0 ≤ Φ (·)
≤1, ou seja implica que:
ln[𝛷(·)] ≤ 0 (18)
ln[1 − 𝛷(·)] ≤ 0 (19)
Tem-se que a estimação do Probit é direta embora o modelo não seja linear e não exista uma
forma fechada para a expressão 𝛷(·).
3.3 EFEITOS MARGINAIS
Ao contrário dos Modelos de Mínimos Quadrados Ordinários, no modelo probit o coeficiente
de inclinação da regressão não captura o efeito sobre o valor médio da variável explicada para uma
mudança unitária no valor da variável independente. Nesse caso, os coeficientes estimados medem
o impacto de cada variável explicativa no índice de utilidade e não na variável explicada.
Segundo Lima (1996) o efeito marginal é o impacto da variável explicativa em modelagens
econométricas do probit. Tal efeito é dado pela primeira derivada da função densidade acumulativa
normal de cada observação. Logo, o efeito marginal para o i-ésimo individuo oriunda de uma
variação unitária na j-ésima variável explicativa é dada por:
𝜕𝑃𝑖
𝜕𝑥𝑗𝑖= 𝑓(𝑋𝑖′𝛽)𝛽 (20)
em que 𝑓(𝑋𝑖′𝛽) = 𝑑𝐹(𝑋𝑖′𝛽)
𝑑(𝑋𝑖′𝛽) é a função de densidade de probabilidade de distribuição normal.
Assim, o efeito marginal para uma determinada variável dependente, significa uma mudança na
probabilidade de um dado evento ocorrer quando o valor dessa variável varia. A direção do efeito
marginal depende do sinal de βj. Para valores positivos, um acréscimo em X
j aumenta a
probabilidade de Yi = 1; para valores negativos, aumento em X
j diminuirá a probabilidade de Y
i = 1.
3.4 DADOS PARA ESTIMAÇÃO DA PROBABILIDADE DA OFERTA DE
TRABALHO
Para cumprir os objetivos do presente estudo algumas adaptações foram realizadas a partir da
base de dados da PNAD. Inicialmente, a amostra é selecionada para residentes somente nos estados
do Paraná, Santa Catarina e Rio Grande do Sul. Para evitar um viés de estimativa, foram retirados
da base de dados, os indivíduos que não souberam declarar se estão inseridos no mercado de
trabalho, ou seja, na PEA, a fim de evitar a discrepância das características dos indivíduos da
amostra.
Como o objetivo do presente estudo é identificar a probabilidade do individuo ofertar
trabalho, a variável dependente de escolha para tal é a PEA. Foram considerados somente aqueles
indivíduos que na data da pesquisa possuíam idade entre 14 a 65 anos e declararam suas condições
de raça e gênero. As variáveis independentes utilizadas no modelo, a fim de determinar as
características relevantes na decisão pessoal de ofertar trabalho podem ser observadas no quadro 1.
Quadro 1: Descrição das Variáveis do Modelo
Variável Descrição
População Economicamente Ativa (PEA) (1,0) se ativo Condição de Ocupação (1,0) se ocupado
filhos 0_5 anos (1,0) se possui
filhos 5_14 anos (1,0) se possui
Chefe da família (1,0) se chefe Cônjuge (1,0) se cônjuge
Área urbana (1,0) se urbano Aposentadoria1 (1,0) se aposentado Outras fontes de rendas2 (1,0) se recebe Gênero (1,0) se homem
Cor (1,0) se branco Escolaridade Anos de estudo Experiência Anos de experiência Experiência^2 Anos de experiência ao quadrado Ln Salário Principal Logaritmo do salário
Idade Idade em anos Fonte: Elaboração dos autores.
1 Recebia normalmente rendimento de aposentadoria de instituto de previdência ou do governo federal.
2 Se o individuo recebia normalmente rendimento de pensão alimentícia ou de fundo de pensão, abono de permanência,
aluguel, doação, juros de caderneta de poupança, dividendos ou outro qualquer.
Após a realização dos ajustes dos dados, a amostra totalizou 40.622 observações para o ano de
2002 e 48.725 para o ano de 2012, relativos aos indivíduos economicamente ativos para a região sul
do Brasil.
4. RESULTADOS E DISCUSSÕES
4.1 Análise descritiva da amostra
As tabelas 1, 2 e 3 apresentam uma síntese das variáveis usadas nas equações de oferta de
trabalho para homens e mulheres, com as respectivas médias e desvios-padrão. As médias
apresentam a importância do atributo de cada variável para os grupos de análise.
De acordo com a Tabela 1, a População Economicamente Ativa (PEA) do Sul do Brasil,
aumentou entre 2002 e 2012. Em 2002 68% das pessoas faziam parte da PEA, e em 2012 esse
montante elevou-se para cerca de 72%. Esse resultado é reflexo do ingresso de novas pessoas na
PEA em todos os três estados, na década em análise. Fato positivo é que esse aumento está
acompanhado com a geração de emprego. Em todos os estados, quase 70% das pessoas estavam
ocupadas em 2012. Isso representa aumento de em torno de 10% em comparado com o ano de
2002. Cabe destaque também que em ambos os anos analisados existe a supremacia feminina, sendo
somente 48% do sexo masculino, e 88% da população residentes na área urbana em 2012.
Nos últimos anos, houve significativa queda na média de filhos dos brasileiros residentes nos
estados do Sul. Enquanto a média regional de filhos entre as faixas etárias de 0 a 5 anos e 6 a 14
anos em 2002 era de 32%, em 2012 foi de 27% para a primeira e 28,5% para a segunda faixa etária.
No estado do Rio Grande do Sul estão as menores médias de filhos em 2012, e Santa Catarina foi o
estado que apresentou maior queda de número de filhos nos últimos anos. Isso justifica, pois,
segundo pesquisas do IBGE, o brasileiro têm tido cada vez menos filhos e a maior presença das
mulheres no mercado de trabalho é uma das causas.
No que se refere à posição assumida dos indivíduos em seus domicílios, a condição de chefe
de família tem aumentado, sendo que em 2012, cerca de 40% assim declaram, enquanto que em
2002 foram 36%. Esse aumento em torno de 11% está presente em todos os estados, principalmente
no Rio Grande do Sul. Esses resultados estão acompanhados do aumento na média do número de
pessoas em relacionamentos conjugais, que em todos os estados ficaram por volta de 30%.
No que tange às características do capital humano, presentes nos paranaenses, catarinenses e
gaúchos, destacam-se dois pontos: primeiro, o aumento da escolaridade e segundo, o aumento da
experiência do trabalho no decênio de 2002 a 2012. Em 2002 a média de escolaridade dos
residentes nesses três estados era de 7 anos, tendo Santa Catarina com a menor média entre os três.
Contudo, em 2012, a média de escolaridade saltou para 8,6 anos. O maior aumento foi para Santa
Catarina em 26%, seguido do Paraná, 23% e Rio Grande do Sul em 18,4%.
Em 2012, no estado do Rio Grande do Sul a média de idade da PEA foi de 37,2 anos, em
Santa Catarina de 36,9 anos e Paraná 36,8 anos. O aumento em relação à 2002 foi de quase 5 anos
na média. Diante da evolução desses fatores, bem como as políticas de valorização social aplicado
pelo governo federal nos últimos anos, os logaritmos médios dos salários também variaram
positivamente.
No que se refere ao recebimento de renda não advinda do trabalho principal, duas variáveis
foram selecionadas. Primeiramente, o número de pessoas que recebem aposentadoria aumentou
29% na região Sul de 2002 a 2012. Em Santa Catarina, 11% recebem renda de aposentadorias, e na
região sul 9% em 2012. No entanto, quando considerado os indivíduos que recebem não somente a
aposentadoria, mas também outras fontes como juros ou pensões, a média regional é de 4,8% e a
de Santa Catarina é de 4,2%.
Tabela 1 – Descrição das variáveis utilizadas para a estimação da oferta de trabalho por estado e região para
o ano de 2002 e 2012: Média e Desvio Padrão.
Fonte: Elaboração dos autores. Desvio padrão entre parênteses.
2002 2012 2002 2012 2002 2012 2002 2012
PEA0,6772
(0,4676)
0,7240
(0,4470)
0,6811
(0,4661)
0,7158
(0,4510)
0,6874
(0,4636)
0,7309
(0,4435)
0,6830
(0,4653)
0,7261
(0,4460)
Condição de Ocupação0,6267
(0,4837)
0,6893
(0,4628)
0,6500
(0,4769)
0,6929
(0,4613)
0,6313
(0,4824)
0,6949
(0,4604)
0,6329
(0,4820)
0,6927
(0,4614)
Homem0,4865
(0,4998)
0,4845
(0,4998)
0,4916
(0,4999)
0,4848
(0,4998)
0,4892
(0,4998)
0,4823
(0,4997)
0,4887
(0,4999)
0,4835
(0,4997)
Filho0_50,3261
(0,4688)
0,2792
(0,4486)
0,3471
(0,4760)
0.2793
(0.4487)
0,3055
(0,4606)
0,2604
(0,4388)
0,3192
(0,4661)
0,2698
(0,4439)
Filho6_140,3242
(0,4681)
0,2900
(0,4538)
0,3476
(0,4762)
0,2971
(0,4570)
0,3089
(0,4621)
0,2781
(0,4481)
0,3203
(0,4666)
0,2852
(0,4515)
Chefe da família0,3561
(0,4788)
0,3988
(0,4897)
0,3509
(0,4772)
0,4072
(0,4914)
0,3719
(0,4833)
0,4176
(0,4932)
0,3633
(0,4809)
0,4097
(0,4918)
Cônjuge0,2681
(0,4430)
0,2944
(0,4558)
0,2817
(0,4499)
0,3079
(0,4617)
0,2666
(0,4422)
0,2902
(0,4539)
0,2696
(0,4437)
0,2946
(0,4558)
Área urbana0,8460
(0,3609)
0,8812
(0,3235)
0,8162
(0,3874)
0,8455
(0,3615)
0,8646
(0,3421)
0,8961
(0,3052)
0,8506
(0,3565)
0,8826
(0,3219)
Aposentadoria0,0536
(0,2253)
0,0678
(0,2514)
0,0717
(0,2580)
0,1104
(0,3134)
0,0815
(0,2737)
0,0999
(0,2999)
0,0707
(0,2564)
0,0912
(0,2879)
Outra renda0,0759
(0,2649)
0,0435
(0,2041)
0,0623
(0,2417)
0,0427
(0,2022)
0,0847
(0,2785)
0,0535
(0,2251)
0,0782
(0,2684)
0,0484
(0,2147)
Cor0,7737
(0,4184)
0,6979
(0,4592)
0,8976
(0,3031)
0,8441
(0,3627)
0,8560
(0,3510)
0,8047
(0,3964)
0,8358
(0,3704)
0,7765
(0,4166)
Escolaridade7.0144
(4.0969)
8.6541
(4.1349)
6.9732
(3.81655)
8.8075
(3.90459)
7.2619
(3.89147)
8.6036
(3.921642) 7.133083
(3.95020)
8.6548
(3.99033)
Experiência19.3838
(15.8219)
22.215
(15.8874)
19.21092
(15.6017)
22.13416
(15.84575)
20.2377
(15.73225)
22.9737
(15.90104)19.78812
(15.74677)
22.5827
(15.8916)
Experiência²626.0486
(791.3925)
745.906
(829.8665)
612.4403
(770.2286)
740.9718
(820.625)
657.0563
(781.3419)
780.6215
(833.2576) 639.5248
(783.0477)
762.5199
(830.1902)
Ln Salário0,4800
(0,7968)
1.290233
(1.1354)
0,5444
(0,7642)
1.314796
(1.104979)
0,5277
(0,8190)
1.250694
(1.12721)
0,5148
(0,8033)
1.274537
(1.126417)
Idade
32.3982
(14.7627)
36.86941
(14.3598)
32.1842
(14.6867)
36.94167
(14.34549)
33.49958
(15.0991)
37.5773
(14.66951)
32.9212
(14.93319)
37.23767
(14.51762)
PR SC RSVariável
Região Sul
A Tabela 2 resume dados sobre a evolução no tocante ao gênero em cada estado. Os homens
estão mais presentes na PEA do que as mulheres: para o ano de 2002, o estado do Rio Grande do
Sul é o que apresenta menor discrepância, pois, 77% dos homens na amostra se declararam
economicamente ativos, enquanto que 60% das mulheres assim afirmaram. Para os estados do
Paraná e Santa Catarina, a média dos homens na PEA foi de 78%, sendo que das mulheres foram de
57 e 58% respectivamente.
Tabela 2 – Descrição das variáveis utilizadas para a estimação da oferta de trabalho por estado para o
ano de 2002 e 2012 entre homens(H) e mulheres(M): Média e Desvio Padrão.
Fonte: Elaboração dos autores. Desvio padrão entre parênteses.
H M H M H M H M H M H M
(PEA)0,7826
(0,4125)
0,5772
(0,4940)
0,7827
(0,4124)
0,5827
(0,4931)
0,7779
(0,4156)
0,6006
(0,4897)
0,7656
(0,4236)
0,5799
(0,4936)
0,7471
(0,4347)
0,5820
(0,4932)
0,7495
(0,4332)
0,6058
(0,4886)
Condição de Ocupação0,7340
(0,4418)
0,5249
(0,4994)
0,7550
(0,4301)
0,5485
(0,4977)
0,7307
(0,4435)
0,5361
(0,4987)
0,7370
(0,4402)
0,5444
(0,4980)
0,7294
(0,4442)
0,5575
(0,4967)
0,7210
(0,4484)
0,5679
(0,4953)
Filhos 0_5 anos0,1709
(0,3764)
0,1915
(0,3935)
0,1758
(0,3807)
0,1936
(0,3951)
0,1589
(0,3656)
0,1857
(0,3888)
0,1346
(0,3413)
0,1447
(0,3518)
0,1324
(0,3390)
0,1435
(0,3507)
0,1156
(0,3198)
0,1306
(0,3370)
Filhos 6_14 anos0,2264
(0,4185)
0,2513
(0,4338)
0,2419
(0,4283)
0,2732
(0,4456)
0,2132
(0,4096)
0,2475
(0,4316)
0,1782
(0,3827)
0,2028
(0,4021)
0,1834
(0,3870)
0,2029
(0,4022)
0,1691
(0,3748)
0,1995
(0,3997)
Chefe da família0,5582
(0,4966)
0,1643
(0,3705)
0,5689
(0,4952)
0,1400
(0,3470)
0,5529
(0,4972)
0,1986
(0,3989)
0,5055
(0,5000)
0,2376
(0,4256)
0,5110
(0,4999)
0,2461
(0,4308)
0,4726
(0,4992)
0,3019
(0,4591)
Cônjuge0,0269
(0,1618)
0,4966
(0,5000)
0,0189
(0,1362)
0,5358
(0,4987)
0,0395
(0,1949)
0,4841
(0,4997)
0,0940
(0,2919)
0,4391
(0,4963)
0,1164
(0,3208)
0,4435
(0,4968)
0,1325
(0,3391)
0,3938
(0,4886)
Área urbana0,8339
(0,3721)
0,8574
(0,3495)
0,8010
(0,3992)
0,8307
(0,3750)
0,8529
(0,3541)
0,8758
(0,3297)
0,8749
(0,3308)
0,8824
(0,3220)
0,8361
(0,3701)
0,8513
(0,3557)
0,8885
(0,3147)
0,9032
(0,2956)
Aposentadoria0,0610
(0,2394)
0,0466
(0,2109)
0,0866
(0,2814)
0,0572
(0,2324)
0,0869
(0,2815)
0,0763
(0,2655)
0,0692
(0,2539)
0,0573
(0,2326)
0,1103
(0,3133)
0,0935
(0,2911)
0,0886
(0,2842)
0,0950
(0,2933)
Outra renda0,0663
(0,2488)
0,0850
(0,2789)
0,0566
(0,2304)
0,0681
(0,2520)
0,0738
(0,2614)
0,0952
(0,2935)
0,0375
(0,1900)
0,0495
(0,2170)
0,0336
(0,1802)
0,0514
(0,2208)
0,0458
(0,2090)
0,0601
(0,2378)
Cor0,7641
(0,4245)
0,7828
(0,4123)
0,8971
(0,3038)
0,8981
(0,3024)
0,8544
(0,3527)
0,8576
(0,3494)
0,6770
(0,4676)
0,7149
(0,4515)
0,8325
(0,3734)
0,8518
(0,3552)
0,7906
(0,4068)
0,8087
(0,3932)
Escolaridade6,9751
(3,9803)
7,0510
(4,203)
6,9462
(3,7846)
6,9994
(3,8474)
7,0782
(3,8407)
7,4378
(3,9315)
8,2620
(4,0379)
8,3893
(4,3101)
8,2623
(3,8961)
8,616
(4,038)
7,9803
(3,9269)
8,4651
4,0498
Experiência19,020
(15,594)
19,7280
(16,029)
18,8244
(15,286)
19,5846
(15,893)
19,8827
(15,561)
20,5775
(15,887)
20,074
(15,945)
21,105
(16,516)
20,482
(16,035)
20,543
(16,373)
20,816
(16,173)
21,742
(16,409)
Experiência²604,929
(770,802)
646,105
(810,04)
587,967
(748,30)
636,101
(790,22)
637,455
(766,34)
675,829
(795,02)
657,199
(794,529)
718,20
(845,38)
676,61
(807,78)
690,11
(817,77)
694,893
(815,076)
741,97
(836,36)
Ln Salário0,6367
(0,8759)
0,3311
(0,6807)
0,7418
(0,8400)
0,3535
(0,6263)
0 ,6719
(0,879)
0,3895
(0,7308)
1,464
(1,151)
0,9332
(1,081)
(1,468)
(1,128)
0,9697
(1,0524)
1,3623
(1,144)
0,9560
(1,0867)
Idade31,995
(14,762)
32,779
(14,755)
31,778
(14,542)
32,584
(14,816)
32,960
(15,070)
34,015
(15,109)
34,3367
(15,3196)
35,494
(15,428)
34,745
(15,386)
35,1614
(15,3617)
34,797
(15,678)
36,207
(15,750)
2002 2012
Variável SC RSPR SC RS PR
Em 2012, as médias para a PEA não sofreram alterações significativas em relação a 2002.
Esses resultados indicam que apesar das mulheres revolucionarem nas últimas décadas a sua
participação no mercado de trabalho, elas ainda não possuem participação efetiva como os homens.
Ao analisar a condição de ocupação, percebe-se essa menor efetividade no trabalho das mulheres.
Em todos os estados, a mulher ainda encontra-se em nível inferior se comparado aos homens,
apesar do breve aumento em 2012 se comparado com 2002.
Na pesquisa da Pnad é considerado cônjuge aqueles que vivem conjugalmente com a pessoa
de referencia do domicilio. Na média dos anos pesquisados diminui consideravelmente o percentual
de mulheres declaradas cônjuges. Embora nos últimos anos a chefia feminina no lar seja um
acontecimento crescente, os homens ainda são maioria no posto de responsabilidade do lar. Para os
estados do Paraná e Rio Grande Sul, 55% dos homens são declarados chefes de família, sendo 56%
para Santa Catarina. Para as mulheres foi de somente 16% para o Paraná, 14% para Santa Catarina e
19% para o Rio Grande do Sul. Contudo, em 2012 houve o aumento significativo de mulheres
responsáveis pelo lar em todos os estados comparado com o ano de 2002. Para o estado do Paraná,
o aumento foi de 7%, para Santa Catarina de 10% e no Rio Grande do Sul de 11%.
Observa-se também que as mulheres da região Sul do Brasil estavam mais presentes na
escola que os homens. De acordo com os dados da amostra, as mulheres do Paraná e Santa Catarina
possuíam em média 7 anos de estudo, enquanto no Rio Grande do Sul foi de 7,4 anos. Para os
homens a média de escolaridade foi de 7 anos no estado gaúcho e 6,9 anos para os demais.
Para o ano de 2012, a média de anos de escolaridade são maiores para os homens e mulheres
em todos os estados. Ambos os gêneros apresentam média de escolaridade acima de 8 anos, ficando
próximo desse patamar os homens do Rio Grande do Sul. Isso se deve ao fato ao maior acesso á
educação da população brasileira nos últimos anos, contribuindo para a maior qualificação pessoal e
profissional.
Quirino (2012) aponta que a ampliação da escolaridade feminina é um dos principais fatores
para o maior ingresso e ascensão das mulheres nos postos de trabalho. Contudo, isso não
necessariamente se reverte em ocupações mais qualificadas ou salários maiores. Os dados da Tabela
2 para o Sul do Brasil revelam que o logaritmo dos salários dos homens é em média maior que os
das mulheres em todos os estados. Apesar do aumento significativo no salário hora de homens e
mulheres em 2012, ainda existe diferença significativa entre ambos.
4.2 Análise da possibilidade da oferta de trabalho
4.2.1 Oferta de Trabalho na Região Sul
Para analisar a probabilidade dos indivíduos em ofertar trabalho, foi estimado por Máxima
Verossimilhança, inicialmente para a amostra total, o modelo probit. Importante ressaltar que os
parâmetros estimados, na linguagem do modelo probit, significam a contribuição individual das
variáveis no índice de utilidade que não é observável, mas que está correlacionado com a
probabilidade de um evento ocorrer. Ou seja, valores negativos significam uma queda na
probabilidade, e os positivos o oposto. Para encontrar a probabilidade no ponto, pode-se calcular os
efeitos marginais das variáveis.
Na Tabela 3 são apresentados os resultados do probit e os respectivos efeitos marginais, para
um residente da região Sul do Brasil. O modelo permite identificar as características mais
importantes que afetam a decisão do individuo de entrar no mercado de trabalho.
Tabela 3: Modelo Probit para oferta de trabalho na Região Sul do Brasil para os anos de 2002 e 2012.
Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da Pnad 2002 e 2012.
De acordo com os dados, para o ano de 2002, todas as varáveis foram significativas a 1%
exceto filhos e branco. Para o ano de 2012, somente a variável filhos de 0 a 5 anos não foi
significativo em 1%.
Para os anos de 2002 e 2012, o individuo ser chefe da família ou ser casado aumenta a
probabilidade de ofertar trabalho. Ser chefe de família aumenta em cerca de 17% a probabilidade de
o indivíduo entrar no mercado de trabalho, enquanto que ser cônjuge saltou de 2,2% em 2002 para
10,5% em 2012.
Coef. P>|z| Coef. P>|z| Coef. P>|z| Coef. P>|z|
chefe .6480422 0.000 .1717822 0.000 .550724 0.000 .1761154 0.000
conjuge .0815591 0.004 .0226118 0.004 .3290989 0.000 .1051993 0.000
filho0_5 -.0126285 0.886 -.0035558 0.887 -.0269876 0.574 -.009101 0.575
filho6_14 .0148841 0.867 .0041776 0.866 .1102141 0.021 .0364167 0.018
homem .662335 0.000 .1836998 0.000 .6766479 0.000 .2231972 0.000
branco .0019613 0.923 .0005517 0.923 -.0834969 0.000 -.0276593 0.000
educ .0750765 0.000 .0211077 0.000 .1230911 0.000 .0413429 0.000
urbano -.7412483 0.000 -.1624545 0.000 -.4019214 0.000 -.121566 0.000
exp .0622705 0.000 .0175073 0.000 .0681117 0.000 .0228769 0.000
exp2 -.0010661 0.000 -.0002997 0.000 -.0010214 0.000 -.0003431 0.000
outrarenda -.1972882 0.000 -.0591857 0.000 -.2853399 0.000 -.102236 0.000
aposent -1.073.871 0.000 -.3823076 0.000 -131.175 0.000 -.4877381 0.000
_cons -.1979469 0.000 - - -1.247.125 0.000 - -
Variáveis Coeficiente Efeitos Marginais Coeficiente Efeitos Marginais
2002 2012
No que se refere a presença de filhos, tais variáveis apresentam sinais condizentes com o
esperado pela teoria, mas não se mostraram estatisticamente eficientes. Para pessoas com filhos de 0
a 5 anos, a probabilidade de ofertar trabalho diminui, sendo isso detectado para ambos os anos
estudados. Isso se deve principalmente quando o indivíduo é mulher, pois dedica a maioria do seu
tempo para à criança. No entanto, segundo os resultados do modelo probit a presença de filhos entre
6 a 14 anos não diminui a probabilidade de entrada no mercado de trabalho.
A variável referente ao gênero (homem) possui um coeficiente elevado, ou seja, o fato do
indivíduo ser do sexo masculino aumenta em 18% a possibilidade de estar inserido no mercado de
trabalho em 2002 e 22% em 2012. Já com relação à raça, os resultados são contraditórios. Enquanto
para o ano de 2002, a variável não foi significativa apresentando probabilidade abaixo de 1%, em
2012 ser branco diminuiu a oferta da mão de obra no mercado de trabalho em 2,7%.
No que tange às características produtivas do indivíduo, há um aumento da importância da
educação na determinação da oferta de trabalho. No ano de 2002, para cada ano adicional de estudo,
aumentava em 2,11% a probabilidade de ofertar trabalho, enquanto para 2012 foi de 4,13%. Esse
aumento se deve ao fato ao aumento da escolaridade do brasileiro nos últimos anos, bem como ao
melhor acesso ao sistema de educação e financiamento estudantil para cursar ensino superior e
cursos profissionalizantes, resultado semelhante ao encontrado por Scorzafave e Menezes-Filho
(2001) em seu estudo.
Do mesmo modo, a experiência mostrou ser importante na inserção do individuo no mercado
de trabalho. Em 2002, para os brasileiros residentes no sul, cada ano adicional de experiência
aumentava a probabilidade em 17% de entrar no mercado de trabalho em 17%. Logo em 2012, essa
probabilidade era de 22%. Contudo, apesar da probabilidade de inserção com a experiência ser
crescente, a teoria do capital humano afirma que ela cresce a taxas decrescentes. Conforme
resultados da variável experiência ao quadrado, ao longo dos anos, o fator experiência tende a afetar
negativamente a probabilidade de inserção no mercado de trabalho.
Para moradores de áreas urbanas a probabilidade de ofertar trabalho é menor em relação
aqueles que não moram nas cidades. Em 2002 residentes em áreas urbanas tinham 16% menos
chance de ofertar mão de obra e em 2012 diminui para 12%. Esse resultado pode ser justificado que
moradores de áreas urbanas podem ter maiores acesso à educação, como por exemplo, cursos
superiores, o que leva ao ingresso tardio no mercado de trabalho.
Outro resultado importante em termos de fatores não produtivos, de acordo com as
estimativas, relaciona-se as variáveis aposentadorias e outras fontes de renda. Ambas as variáveis
reduzem a probabilidade de o indivíduo ofertar trabalho. No ano de 2002, o individuo que recebia
outra fonte de renda, como por exemplo, aluguel, juros ou algum tipo de aposentadoria, tinha 6%
menos chance de ofertar trabalho e em 2012 foi para 10%. Para os indivíduos que recebem somente
aposentadoria tal redução foi ainda maior. Em 2002, ser aposentado diminui cerca de 38% a
probabilidade de inserção no mercado de trabalho, e cerca de 48% em 2012. Segundo Pereira e
Oliveira (2011) o recebimento de rendas alternativas ao trabalho, independente da fonte, levam a
essas pessoas terem elevados salários de reserva, exigindo salários maiores que o proposto pelo
mercado para trocarem suas atividades de lazer por trabalho.
4.2.2 Oferta de Trabalho por Estados
Na Tabela 4 é apresentada a probabilidade de oferta de trabalho por gênero nos estados do
Paraná, Santa Catarina e Rio Grande do Sul nos anos de 2002 e 2012. Os dados são apresentados a
seguir.
Fonte: Elaboração dos autores. Desvio padrão entre parênteses.
Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher
chefe0,77668
(0.0837)
0,22259
(0.0657)
0,12667
(0.0156)
0,08111
(0.0231)
0,61254
(0.0734)
0,47236
(0.0621)
0,17158
(0.0094)
0,17596
(0.0218)
0,91812
(0.1348)
0,51592
(0.1028)
0,13399
(0.0237)
0,17416
(0.0307)
0,66376
(0.1066)
0,30274
(0.0850)
0,15342
(0.0245)
0,11489
(0.0313)
0,96151
(0.0688)
0,3978
(0.0517)
0,1543
(0.0128)
0,1543
(0.0128)
0,62992
(0.0593)
0,41785
(0.0483)
0,14259
(0.0131)
0,15344
(0.0169)
conjuge0,33645
(0.1560)
(-)0,10737
(0.0572)
0,03727
(0.0133)
(-)0,04020
(0.0213)
0,75133
(0.1140)
0,24838
(0.0559)
0,10269
(0.0097)
0,09607
(0.0215)
0,48961
(0.2771)
0,12372
(0.0867)
0,03948
(0.0144)
0,04597
(0.0324)
0,60306
(0.1363)
0,24885
(0.0785)
0,1064
(0.0176)
0,09618
(0.0301)
0,66869
(0.1165)
0,0929
(0.0467)
0,05604
(0.0058)
0,05605
(0.0058)
0,76182
(0.0799)
0,30815
(0.0462)
0,12787
(0.0092)
0,11555
(0.0170)
filho0_5(-)0,0737
(0.5763)
0,07768
(0.1994)
(-)0,01049
(0.0833)
0,02904
(0.0743)
0,24259
(0.2293)
(-)0,2001
(0.1130)
(-)0,0172
(0.0186)
(-)0,0785
(0.0445)
0,6437
(0.7465)
0,08657
(0.3660)
0,06772
(0.0723)
0,031941
(0.1346)
(-)0,0850
(0.2707)
(-)0,1701
(0.1330)
(-)0,0199
(0.0649)
(-)0,0666
(0.0524)
0,36638
(0.2423)
(-)0,1931
(0.1216)
0,044243
(0.0266)
0,04424
(0.0266)
0,02775
(0.1490)
(-)0,0229
(0.0720)
0,00633
(0.0337)
(-)0,0087
(0.0275)
filho6_140,378559
(0.5761)
(-)0,11291
(0.2001)
0,04911
(0.0694)
(-)0,04253
(0.0757)
0,11263
(0.2268)
0,05800
(0.1128)
0,02978
(0.0179)
0,02249
(0.0436)
(-)0,4258
(0.7445)
(-)0,1793
(0.3666)
(-)0,0547
(0.1053)
(-)0,0666
(0.1367)
0,4443
(0.2681)
0,19596
(0.1328)
0,09047
(0.0478)
0,07524
(0.0502)
(-)0,2015
(0.2401)
0,08309
(0.1221)
(-)0,0282
(0.0354)
(-)0,0282
(0.0354)
0,27145
(0.1458)
0,04263
(0.0716)
0,05774
(0.0284)
0,01616
(0.0271)
branco(-)0,0663
(0.0545)
(-)0,0877
(0.0399)
(-)0,0091
(0.0073)
(-)0,0326
(0.0147)
(-)0,1903
(0.0459)
(-)0,1069
(0.0361)
(-)0,0326
(0.0067)
(-)0,0414
(0.0139)
0,00187
(0.1078)
0,20756
(0.0756)
0,00022
(0.0127)
0,07892
(0.0294)
(-)0,1993
(0.0783)
(-)0,0589
(0.0631)
(-)0,0425
(0.0156)
(-)0,0228
(0.0243)
0,08879
(0.0515)
0,01012
(0.0378)
0,01234
(0.0075)
0,01234
(0.0075)
(-)0,0539
(0.0410)
(-)0,0350
(0.0336)
(-)0,0122
(0.0091)
(-)0,0132
(0.0127)
educ0,07777
(0.0077)
0,08109
(0.0050)
0,01088
(0.0011)
0,03043
(0.0019)
0,14291
(0.0064)
0,11119
(0.0048)
0,04179
(0.0009)
0,04327
(0.0019)
0,07525
(0.0117)
0,07177
(0.0078)
0,00881
(0.0014)
0,02656
(0.0029)
0,15074
(0.0093)
0,10288
(0.0069)
0,03452
(0.0022)
0,03999
(0.0027)
0,07695
(0.0061)
0,06573
(0.0042)
0,01021
(0.0008)
0,01021
(0.0008)
0,14355
(0.0052)
0,11049
(0.0040)
0,03302
(0.0012)
0,04202
(0.0015)
exp0,06929
(0.0059)
0,05399
(0.0042)
0,00969
(0.0009)
0,02026
(0.0016)
0,09163
(0.0053)
0,05899
(0.0042)
0,02281
(0.0008)
0,02296
(0.0016)
0,08639
(0.0089)
0,03504
(0.0065)
0,01011
(0.0012)
0,01297
(0.0024)
0,08062
(0.0077)
0,0572
(0.0061)
0,018465
(0.0018)
0,02224
(0.0239)
0,0865
(0.0048)
0,05771
(0.0036)
0,01148
(0.0007)
0,01148
(0.0007)
0,08929
(0.0044)
0,05527
(0.0036)
0,02054
(0.0011)
0,02102
(0.0014)
exp2(-)0,0010
(0.0001)
(-)0,0009
(0.0001)
(-)0,0002
(0.0000)
(-)0,0004
(0.0000)
(-)0,0012
(0.0001)
(-)0,0010
(0.0000)
(-)0,0004
(0.0000)
(-)0,0004
(0.0000)
(-)0,00139
(0.0002)
(-)0,00067
(0.0002)
(-)0,0001
(0.0000)
(-)0,0002
(0.0000)
(-)0,0010
(0.0002)
(-)0,0011
(0.0001)
(-)0,0002
(0.0000)
(-)0,0004
(0.0239)
(-)0,0014
(0.0000)
(-)0,0011
(0.0000)
(-)0,0002
(0.0000)
(-)0,0002
(0.0000)
(-)0,0011
(0.0000)
(-)0,0009
(0.0000)
(-)0,0002
(0.0000)
(-)0,0003
(0.000)
outrarenda(-)0,5785
(0.0908)
(-)0,0231
(0.0580)
(-)0,1133
(0.0229)
(-)0,0087
(0.0219)
(-)0,7078
(0.1075)
(-)0,1424
(0.0749)
(-)0,0728
(0.0141)
(-)0,0560
(0.0297)
(-)0,5852
(0.1523)
0,00005
(0.0932)
(-)0,10031
(0.0348)
0,00002
(0.0345)
(-)0,57339
(0.1592)
(-)0,0316
(0.1019)
(-)0,16707
(0.0552)
(-)0,0124
(0.0239)
(-)0,5429
(0.0724)
(-)0,0134
(0.0458)
(-)0,0993
(0.0169)
(-)0,0992
(0.0169)
(-)0,6575
(0.0775)
(-)0,0943
(0.0557)
(-)0,1963
(0.0277)
(-)0,0363
(0.0217)
aposent(-)168089
(0.0909)
(-)0,80683
(0.0826)
(-)0,4885
(0.0331)
(-)0,3133
(0.0302)
(-)204405
(0.1075)
(-)10175
(0.0804)
(-)0,4421
(0.0109)
(-)0,3800
(0.0248)
(-)1693751
(0.1294)
(-)0,59595
(0.1066)
(-)0,44388
(0.0448)
(-)0,23243
(0.0417)
(-)2239441
(0.1098)
(-)0,8882
(0.0934)
(-)0,7294
(0.0264)
(-)0,3402
(0.0239)
(-) 1752533
(0.0707)
(-)0,6535
(0.0535)
(-)0,4904
(.0242)
(-)0,4904
(0.0242)
(-)1939897
(0.0654)
(-)0,8276
(0.0511)
(-)0,6528
(0.0189)
(-)0,3209
(0.0186)
_cons0,23512
(0.0987)
(-)0,1574
(0.0716)- -
(-)0,9292
(0.0805)
(-)107172
(0.0664)- -
0,50663
(0.1732)
(-)0,07253
(0.1156)- -
(-)0,8911
(0.1194)
(-)100475
(0.0977)- -
0,2389
(0.0927)
0,06965
(0.0652)- -
(-)0,8109
(0.0731)
(-)0,8572
(0.0597)- -
PARANÁ SANTA CATARINA RIO GRANDE DO SUL
Variáveis2002 2012
Coeficiente Efeitos Marginais Coeficiente Efeitos Marginais
2002 2012
Coeficiente Efeitos Marginais Coeficiente Efeitos Marginais
2002 2012
Coeficiente Efeitos Marginais Coeficiente Efeitos Marginais
Tabela 4: Modelo Probit para oferta de trabalho por estados e por gênero
Segundo os resultados da pesquisa, para o estado do Paraná, ser homem e chefe da
família aumenta a probabilidade de ofertar trabalho em 12% em 2002 e 17% em 2012.
Contudo, a probabilidade das mulheres chefes de família estarem trabalhando também
aumentou, subindo de 8 para 17% em 2012. Isso significa que as mulheres paranaenses que
são responsáveis pelos seus lares, estão respondendo mais economicamente em seus lares.
Para o estado de Santa Catarina o ponto de destaque é a queda da probabilidade de
entrada na força de trabalho da mulher chefe de família, ao longo dos anos estudados, sendo
um efeito contrário ao encontrado para o estado do Paraná. Para o ano de 2002, a
probabilidade da mulher chefe de família ofertar trabalho era de 17%, e passou para 11% em
2012. Essa diminuição está associada ao aumento da probabilidade dos homens chefes de
famílias catarinenses ofertar trabalho dos anos de 2002 para 2012.
Para o estado do Rio Grande do Sul, não houve diferenças significativas entre os anos
em estudo. No estado gaúcho a condição de chefe de família aumenta a probabilidade de
entrar no mercado de trabalho com média de 15% para ambos os gêneros, não havendo
alterações significativas entre 2002 e 2012.
Para a variável cônjuge, a relação com a oferta de trabalho é negativa somente para as
mulheres no ano de 2002 no estado do Paraná e positiva para os demais estados nos dois anos
estudados. Cabe destaque para o aumento das probabilidades de inserção das mulheres
casadas em todos os estados, que passou de -4% para 9,6% em 2012 no Paraná, de 4,5% para
9,6% em 2012 em Santa Catarina e 5,6 para 11,5% no Rio Grande do Sul. Isso pode ser
explicado, pela maior responsabilidade financeira assumida também pelas mulheres em seus
lares, nos quais precisam auxiliar o seu cônjuge na renda casa. A mesma tendência de
crescimento também pode ser visualizada ao observar o sexo masculino.
Para as variáveis que se referem aos filhos, em todos os estados, não se mostraram
estatisticamente significativas, apresentando elevado erro-padrão. No entanto, para o ano de
2012, as variáveis apresentaram menor desvio padrão e com os sinais esperados para as
mulheres com filhos de 0 a 5 anos em todos os estados. Nesse caso, têm-se que para as
mulheres, ter filhos de 0 a 5 anos diminui a probabilidade de ofertar trabalho, enquanto que
ter filhos entre 6 e 14 anos não afeta negativamente. Isso pode ser explicado, devido a essa
idade as crianças frequentarem à escola e as mães podem ao menos trabalhar por meio
período.
Resultado controverso é no que se refere à cor dos indivíduos. De acordo com as
estimativas, ser branco diminui a probabilidade de entrada no mercado de trabalho para
ambos os gêneros nos dois períodos pesquisados para o estado do Paraná e para o ano de 2012
nos demais estados. Segundo Timóteo (2012) esse resultado surpreende por contrapor as
teorias que se dedicam em analisar a ocupação dos indivíduos mediante sua cor. Para o autor
esse resultado pode se justificado por pessoas brancas terem melhores oportunidades em
empregos informais e maior acesso à educação.
No que se refere à educação, as estimativas estão de acordo com a teoria do capital
humano, segundo a qual, maiores graus de escolaridade elevam a probabilidade da pessoa
ofertar trabalho visando os melhores rendimentos. De acordo com os resultados, a cada ano
adicional de estudo, a mulher paranaense aumenta a sua probabilidade de estar no mercado de
trabalho em aproximadamente 3% em 2002 e 4,3% em 2012. Para os homens, as
probabilidades foram de 1 e 4,1% respectivamente.
Para as mulheres catarinenses em 2002, a cada adicional de estudo aumentava a
probabilidade de oferta trabalho em 2,6%, e em 2012 subiu para 3,9%, e no Rio Grande do
Sul o aumento foi de 1 para cerca de 4% no mesmo período. Esse resultado demonstra o
aumento da importância da educação para a determinação de oferta de trabalho nos últimos
anos do Brasil.
A experiência apresentou o sinal esperado em todos os estados pesquisados. Cabe
destaque para o aumento da importância dessa variável para a inserção da mulher no mercado
de trabalho. No ano de 2002, para o estado do Paraná, a mulher com experiência aumentava
sua probabilidade de ofertar trabalho em 2% e nos demais estados próximos de 1%. Já para o
ano de 2012, houve aumento de 50% da probabilidade das mulheres com experiência ofertar
mão de obra nos estados de Santa Catarina e Rio Grande do Sul, com valores acima de 2%. A
experiência ao quadrado apresentou sinal negativo em todos os estados, conforme esperado.
Para as variáveis que representam as rendas alternativas, assim como a análise regional,
também se mostraram significativas para todos os estados na explicação da determinação da
oferta de mão obra no estado. Segundo as estimativas, tanto homens e mulheres são
desestimulados a ofertar trabalho, quando possuem fonte de renda alternativa ao trabalho,
exceto para as mulheres de Santa Catarina no ano de 2002.
No Paraná, percebe-se que para as mulheres, a probabilidade de ofertar trabalho, tendo
outras fontes de renda, inclusive aposentadoria, aumentou no estado passando de menos de
1% em 2002 para cerca de menos 5% em 2012. Para os homens, ocorreu a mesma tendência
no mesmo período. Nos demais estados, quando o homem possui outras fontes de rendas, a
probabilidade dele ofertar sua mão de obra diminui cerca de 16% em Santa Catarina e 19% no
Rio Grande do Sul em 2012.
No que tange a aposentadoria, ser homem aposentado no Paraná diminui a
probabilidade de ofertar trabalho em cerca de 48% em 2002 e 44% em 2012 e para as
mulheres diminui 31% em 2002 e 38% em 2012. A Probabilidade é ainda menor quando se
comparado com os demais estados. Em Santa Catarina, ser homem aposentado em 2002,
diminuía a probabilidade de ofertar trabalho em 44%, e em 2012 foi de 72%. No estado
gaúcho o aumento foi de 49 para 65%. Tal tendência também aconteceu com as mulheres,
exceto para as mulheres aposentadas no Rio Grande do Sul. Essa elevada probabilidade de
não entrada no mercado de trabalho, se deve ao fato que geralmente essas pessoas, já
contribuíram profissionalmente ao longo de suas vidas no mercado de trabalho, e quando
atingem a idade da aposentadoria, já não necessitam mais trabalhar como as pessoas em idade
ativa. Outra possibilidade, é a recuperação dos valores das aposentadorias, atreladas em
grande parte ao salário mínimo que é ajustado anualmente pelo governo, como politica de
valorização salarial, levando assim, a não oferta de trabalho para os recebedores do benefício.
5. CONSIDERAÇÕES FINAIS
O presente estudo teve como objetivo identificar os determinantes da oferta de mão de
obra na região sul do Brasil, bem como sua evolução dos anos de 2002 a 2012, tendo o
princípio de que os indivíduos apresentam características produtivas e não produtivas
fundamentais na decisão de ofertar sua mão de obra.
De acordo com os resultados, somente as variáveis referentes aos filhos não foram
significativas na explicação da oferta de trabalho na região Sul do Brasil, para os anos de
2002 e 2012. Um melhor ajustamento dos dados pode ser uma possível alternativa para esse
resultado. No tocante aos níveis estaduais percebe-se que as mulheres estão assumindo
maiores responsabilidades em seu lares, aumentando a média de sua participação como chefes
de família, por conseguinte aumentando a sua probabilidade de entrar no mercado de trabalho.
Também corrobora esse resultado, o fato das mulheres cônjuges nos estados pesquisados não
são desestimuladas em ofertar sua mão de obra.
O fator de nível de educação também apresentou relação significativa em todos os
estados pesquisados, sendo que do ano de 2002 para 2012, aumentou o seu efeito na
probabilidade da oferta de trabalho dos indivíduos. Cabe destaque para o estado do Paraná,
que apresenta maiores probabilidades para cada ano estudado dos trabalhadores em 2012 em
comparação com os demais estados da região Sul do país.
A experiência tem sido fator importante para a entrada das mulheres no mercado de
trabalho nos últimos anos. De acordo com a pesquisa aumentou significativamente a
probabilidade das mulheres com experiência entrar no mercado de trabalho. O mesmo fato
não ocorreu com os homens. Isso pode ser devido às barreiras encontradas pelas mulheres em
entram no mercado de trabalho e o fator experiência pode ser uma das alternativas para as
ofertantes femininas superarem essas barreiras.
Por fim, as variáveis que desestimulam a entrada dos indivíduos no mercado de trabalho
foram significativas em todos os períodos. A primeira variável selecionada que capta todas as
rendas alternativas no qual o indivíduo pode receber fora do mercado de trabalho, mostrou-se
relevante no desestímulo da probabilidade da pessoa ofertar sua força de trabalho
principalmente para os homens de Santa Catarina e Rio Grande do Sul. Para aqueles que
recebem somente aposentadoria, o resultado é semelhante em todos os estados, tendo os
homens e as mulheres catarinenses e gaúchos como aqueles que com a menor probabilidade
de inserção no mercado de trabalho após aposentar.
REFERÊNCIAS
BECHER,G. Investiment in human Capital: A theoretical analyses. Journal of Political
Economy, v.70, n.5, Part 2, Supplemente, p.9-50, Oct 1962.
BORJAS, G. Economia do Trabalho-5. 6 ed. Porto Alegre. McGraw Hill Brasil, 2012.
CIRINO, J.F.; Lima, J. E. Diferenças de Rendimento entre as Regiões metropolitanas de Belo
Horizonte e Salvador: uma discussão a partir da decomposição de Oaxaca Blinder. Revista
Econômica do Nordeste, v 43, n 02, abr-jun. 2012.
COSTA, J.S.M.; Determinantes da participação feminina no mercado de trabalho
brasileiro. Dissertação (mestrado em economia). Universidade de Brasília, Brasília. 2005.
CUGINI, S. C.B.; MAYA, K.; LOPES, R. L.; DEVIDÉ, A.J.; SOUZA,S.C.I. A força de
trabalho feminina no mercado de trabalho brasileiro: Discriminação salarial por gênero em
2002 e 2011. In: Anais do XI Encontro de Economia Paranaense, Apucarana, 2011.
EHRENBERG, R.; SMITH, R. Modern labour economics. Harper-Collins, 1994.
EHRENBERG, R., SMITH, R. A Moderna economia do tabalho. 5 ed.. São Paulo: Makron
Books Hucitec, 2000.
GUJARATI, D. Econometria Básica. 4 ed. Rio de Janeiro: Elsevier, 2006.
HAIR, J.J.; ANDERSON, R.; TATHAM, R.; BLACK, W. Multivariate data analysis. 17ed.
Prentice-Hall. 2009
IBGE. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Disponível em:
<http://www.ibge.gov.br>. Acesso em: 20 jun. 2013.
IBGE. Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. Pesquisa Nacional por Amostra de
Domicílios Contínua 2012 e 2013. Disponível em:
http://ftp.ibge.gov.br/Trabalho_e_Rendimento/Pesquisa_Nacional_por_Amostra_de_Domicili
os_continua/Fasciculos_Indicadores_IBGE/pnadc_201302caderno.pdf.>. Acesso em
15/02/2015.
JOHNSTON, Jack; e John DiNARDO, Métodos Econométricos, 4ed.. McGraw-Hill de
Portugal, Amadora, 2001.
Kockelman, K. M.;Kweon. Y. J. Driver injury severity: an appli-cation of ordered probit
models. Accident Analysis and Preven-tion, v. 34, 313-321. 2002.
LIMA, R. Mercado de trabalho: o capital humano e a teoria da segmentação. Pesquisa e
Planejamento Econômico, Rio de Janeiro, v. 10, abr. 1980.
M.T.E. Ministério do Trabalho e Emprego: Anuário do Sistema Público de Emprego,
Trabalho e Renda 2010-2011. Disponível em:
<http://portal.mte.gov.br/data/files/8A7C816A333FE61F013341780DBB382F/mercado.pdf>.
Acesso em 04/03/2015.
MONTE, P.A.; RAMALHO, H.M.B.; PEREIRA, M.L. O salário de reserva e a oferta de
trabalho: evidências para o Brasil. Economia Aplicada, v. 15, n. 4, p. 613-639, 2011.
MOHANTY, M. S. (2005), ‘An alternative method of estimating the worker’s reservation
wages.’, International Economic Journal. 19, 501–522.
NETO, A. S. Empregabilidade: a postura dos profissionais diante de um Mercado de trabalho
mais exigente. Teoria e prática da Educação, v. 1, n. 1, 1998.
PEREIRA, R.M.; OLIVEIRA, C.A. Os diferencias de rendimento por gênero no Rio Grande
do Sul: Uma aplicação do modelo de Heckman da decomposição de Oaxaca-Blinder. XVI
Encontro de Economia da Região Sul – Anpec Sul. 2013.
PNAD. Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios. Disponível em
<http://www.ibge.gov.br/home/estatistica/populacao/trabalhoerendimento/pnad2013/microda
dos.shtm>. Acesso em 09/01/2015
QUEIROZ, V. S.; MOREIRA, I. T.. Uma Análise dos Diferenciais de Renda e Discriminação
no Mercado de Trabalho Brasileiro. In: VII Encontro Nacional da Associação Brasileira de
Estudos Regionais e Urbanos - ENABER, 2009, São Paulo - SP. VII Encontro Nacional da
Associação Brasileira de Estudos Regionais e Urbanos - ENABER, 2009.
QUIRINO,R. Trabalho da mulher no Brasil nos últimos 40 anos. Revista Tecnologia e
Sociedade , 2ed, 2012.
RAIS (2013). Relação Anual de Informações Sociais – Disponível em
<http://portal.mte.gov.br/rais/estatisticas.htm/.>. Acesso em Junho de 2013.
RAMOS, L. e VIEIRA, M. A Relação entre educação e salários no Brasil. A Economia
Brasileira em Perspectiva,1996.
ROCHA, M. A. A; CAMPOS, M. F. S. Desigualdades salariais no mercado de trabalho
urbano no Paraná: uma aplicação da metodologia de Heckman. Revista Paranaense de
Desenvolvimento-RPD, n. 112, p. 47-71, 2011.
SCORZAFAVE, L. G.; MENEZES-FILHO, N.. Participação Feminina no Mercado de
Trabalho Brasileiro: evolução e determinantes. Pesquisa e Planejamento Econômico, Rio de
Janeiro, v. 31, n. 3, p. 441-478, 2001.
SCHULTZ, T.W. Investiment in human Capital. American Economic Review. v.51, n.1,
p.1-17, Mar.1961.
TAVARES, P. A.; Efeito do Programa Bolsa Família sobre a oferta de trabalho das
mães. Economia e sociedade, v. 19, n. 3, p. 613-635, 2010.
