Transições dos jovens para o mercado de trabalho, primeiro ...0D/rbepop/v23n1/v23n1a07.pdf · ser mais importantes para os homens, as mulheres têm maior preocupação com a escola

R. bras. Est. Pop., São Paulo, v. 23, n. 1, p. 109-127, jan./jun. 2006

Transições dos jovens para o mercado detrabalho, primeiro filho e saída da escola:

o caso brasileiro

Elzira Lúcia de Oliveira*Eduardo Gonçalves Rios-Neto**

Ana Maria Hermeto Camilo de Oliveira***

meio do qual o indivíduo possa suprir a siou a uma possível família dos recursosmateriais necessários à sobrevivência;formar a primeira união relativamenteestável, ou seja, viver com o companheiroem uma mesma residência; e, por fim, ter oprimeiro filho (MODELL FURSTENBERG e

* Professora da Universidade Candido Mendes – Campos. Mestrado em Planejamento Regional e Gestão de Cidades. Doutoradoem Demografia pelo Cedeplar /UFMG.** Professor da Universidade Federal de Minas Gerais – Cedeplar. PhD em Demografia Econômica pela University of California atBerkeley, EUA.*** Professora da Universidade Federal de Minas Gerais – Cedeplar. Doutora em Demografia pelo Cedeplar/UFMG.

Introdução

A literatura sociológica defende que oprocesso de transição para a maioridadeenvolve quatro eventos principais: sair deforma definitiva da escola; encontrar umtrabalho temporário ou permanente por

Este artigo investiga o relacionamento entre as idades em que ocorrem astransições de saída da escola, entrada no mercado de trabalho e formação dafamília. A metodologia adotada foi a análise de sobrevivência. Realizou-se análisedescritiva, por meio de modelo não paramétrico (Kaplan Meier), para estimarfunções de sobrevivência para cada uma dessas transições por sexo. Foi tambémfeita abordagem semiparamétrica (Modelo de Riscos Proporcionais de Cox),incluindo-se variáveis como educação da mãe e do pai, situação de residênciaaté os 15 anos, etc. A base de dados utilizada neste artigo foi a Pesquisa sobrePadrões de Vida – PPV. Os resultados captaram a experiência de transição daspessoas com 20 a 49 anos na época da pesquisa (1996-1997) e, portanto, nãonecessariamente traduzem a experiência dos jovens que estão realizando astransições nessa década. A importância dos achados do estudo está justamentenessa característica, pois, se para a experiência dessas coortes fica evidenteuma seqüência de transições e a idade ao primeiro filho reduz em apenas 0,9%o risco de deixar a escola, é porque a transição para o primeiro filho nãorepresentava o principal motivo de evasão escolar. Assim, os desafios identificados,as idades e os fatores intervenientes nas transições são informações de granderelevância para políticas públicas de educação, qualificação, geração de emprego,habitacionais e de saúde.

Palavras-chave: Transições de jovens. Mercado de trabalho. Análise desobrevivência.

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Transições dos jovens para o mercado de trabalho...Oliveira, E.L. de, Rios-Neto, E.G. e Oliveira, A.M.H.C. de


HERSHBERG, 1976; CAVALLI e GALLAND,1993; IEDEMA, BECKER e SANDERS,1997; SHANAHAN, 2000).

A transição para a maioridade é umprocesso que envolve diversas etapas ex-perimentadas ao longo do tempo. Assim,podem-se observar indivíduos em váriosestágios da transição. Nas diversas socie-dades, há pessoas que jamais completarãotodo o processo, o que, no entanto, nãosignifica que elas não atingiram a maiori-dade. À medida que o indivíduo assumepapéis sociais destinados aos adultos, sejana estratificação ocupacional, seja no matri-mônio ou nas tarefas da paternidade, issoquer dizer que ele está trocando as atribui-ções sociais da juventude por aquelasdestinadas à maioridade (SHIZZEROTTO eLUCCHINI, 2002).

A literatura econômica no Brasil e naAmérica Latina tem se preocupado, basica-mente, com a transição que envolve a saídada escola e a entrada no mercado detrabalho, ignorando a formação de família –compreendida como a primeira união ou onascimento do primeiro filho – enquantoimportante processo intermediário ou simul-tâneo à entrada no mercado de trabalho eà transição para fora da escola.

O aumento do nível de escolaridade eda permanência na escola (independen-temente do nível de escolaridade) induz àsimultaneidade entre as atividades esco-lares e as do mercado de trabalho. O papelda formação de família como um processosimultâneo aos demais pode, inclusive,evidenciar diferenças significativas degênero. Enquanto escola e trabalho podemser mais importantes para os homens, asmulheres têm maior preocupação com aescola e a maternidade.

Este artigo explora as transições prin-cipais – entrada no mercado de trabalho,saída da escola e ter o primeiro filho – sem,no entanto, se preocupar com a proporçãodos indivíduos que completaram ou nãotodo o processo de transição. O objetivo éentender em que medida, no Brasil, existerelação entre as idades nas quais ocorremtais processos, ou seja, pretende-seidentificar um padrão etário e seqüencialde transição, baseado na experiência dos

indivíduos que forneceram informações àPesquisa sobre Padrões de Vida – PPV,levada a campo em 1996 e 1997.

Antecedentes

O marco conceitual desse tipo de inves-tigação remete a três linhas de estudos. Aprimeira refere-se aos tradicionais relacio-namentos entre escola e trabalho, queconstituem o foco principal de economistase demógrafos brasileiros. A segunda ex-plora as características domiciliares eindividuais determinantes das transições:entrada no mercado de trabalho, formaçãode família e saída da escola.

Seguindo essas duas linhas de investi-gação, alguns trabalhos brasileiros anali-sam como os jovens alocam o tempo entreas atividades de trabalho e estudo: uma ououtra exclusivamente, ambas simultanea-mente ou nem uma nem outra. O que seprocura são evidências sobre os determi-nantes dessas escolhas. Os estudos nessalinha revelam que as características socio-demográficas da família são importantes,ressaltando, ainda, a importância interge-racional da educação, uma vez que maiorescolaridade dos pais determina em grandeparte a escolha do jovem pela escola(CORSEIL, SANTOS e FOGUEL, 2001;LEME e WAJNMAN, 2000).

Finalmente, a terceira analisa a relaçãocausal entre os eventos, ou seja, em quemedida a permanência na escola atrasa aprimeira união, ou ainda em que proporçãoa primeira união acelera a saída da escola.Também são exploradas as relaçõescausais entre entrar no mercado de trabalhoe sair da escola, bem como a associaçãoentre as transições simultâneas: se a entra-da no mercado de trabalho acionaria oprocesso da primeira união e a saída daescola; ou se a primeira união aceleraria atransição da escola para o mercado detrabalho. A literatura chama a atenção paraa existência de características não obser-váveis que afetariam todos os processos, oque demanda tratamento específico paraobtenção de resultados confiáveis e livresde viés. Ressalta-se, também, a hipótesede que a entrada na união ou no mercado

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de trabalho, sem completar a formaçãoescolar, influenciaria o estoque de capitalhumano individual, o que prejudicaria osganhos futuros por desvantagens tanto nomercado de trabalho quanto no mercadode casamento.

Na literatura latino-americana, destaca-se o trabalho de Stupp e Cáceres (2001),que realizam um minucioso exame darelação entre a idade ao ter o primeiro filhoe a escolaridade da mulher, considerandoa idade de conclusão da educação em ElSalvador. O risco relativo de ter o primeirofilho foi analisado segundo diversas ca-racterísticas da mulher, por meio do Modelode Riscos Proporcionais de Cox. O principalachado foi que a idade com a qual a mulhersai da escola, e não o mais alto nível deeducação alcançado, é um aspecto críticodo acompanhamento escolar feminino eafeta o risco de ter um filho.

Na literatura européia, entre os es-tudos que relacionam característicasindividuais e domiciliares, destaca-seCoppola (2001), que investiga o relacio-namento entre a formação de família e astransições para o emprego na Espanha ena Itália. Na Espanha, a mulher apresentaa mesma relação entre união e parti-cipação na força de trabalho, embora maisfraca em comparação aos homens. Osresultados encontrados para a mulheritaliana sugerem que a entrada na primeiraunião e a entrada na força de trabalhopodem não ter qualquer efeito forte umasobre a outra, devido à heterogeneidadenão observada.

Outra forte relação de simultaneidadeconstatada encontra-se no tempo depermanência na escola e a idade à primeiraunião. Verificou-se que estes dois indica-dores têm aumentando significativamentena Espanha e na Itália. Coppola e Aassve(2003) procuraram mostrar evidênciasempíricas da endogeneidade desses doisprocessos. Por um lado, a saída do sistemaeducacional aumenta o risco de entrar naprimeira união, mas, por outro, existemcaracterísticas individuais não observadasque influenciam, simultaneamente, aocorrência dos dois processos. Se o modelonão é controlado por essas características,

os efeitos da conclusão da educação sobrea formação de família produzem um viésascendente.

A seqüência desses eventos é tambémrelacionada a normas sociais que variamde país para país. Assim, Espanha e Itáliatêm sido consideradas as últimas duasnações que apresentam padrão de saídados jovens da casa dos pais com altasincronização com a entrada na primeiraunião.

Diferente do norte da Europa, onde oslaços de família são fracos, Itália e Espanhasão protótipos do padrão mediterrâneo detransição da casa dos pais para o processode formação de família, por manterem laçosfamiliares conservadores. Por essa razão,tornam-se, recorrentemente, objetos de es-tudo do padrão dessas transições (BILLARIet al., 2000). Estes autores analisaram opadrão de saída da casa dos pais com aprobabilidade de múltiplos destinos. Acarreira profissional e educacional e oúltimo grau de escolaridade concluído foraminseridos como determinantes dessesmúltiplos destinos: transição para umaresidência autônoma, transição por motivode casamento, transição para casa dos paisde um dos cônjuges (patrilocal unions),transição para coabitação e, ainda, o papelda maternidade precoce.

Concluiu-se que o fato de estar na con-dição de estudante impede a transição paraa formação de família (seja morando nacasa dos pais ou não, seja para união con-sensual ou marital), entretanto, pode pro-mover a transição para um domicílioautônomo. A exceção fica por conta das mu-lheres espanholas, para as quais o fato depermanecer na escola impede o casa-mento, mas não a coabitação, atuandopositivamente na transição para a autono-mia. Na Espanha, a coabitação apresentacorrelação com níveis educacionais maiselevados, ao passo que, na Itália, não severifica seletividade com o nível educacional.

O papel desempenhado pela carreiraprofissional confirma um viés por gênero jáprevisto na literatura, ou seja, possuir umtrabalho aumenta significativamente aschances dos homens de transitarem para ocasamento. Já para as mulheres, verificou-

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se uma associação negativa, embora o fatode ter uma vasta experiência profissional eter tido um trabalho aumente as chancesde transição. Afora as diferenças de gê-nero observadas, ter um trabalho, in-coerentemente, diminui as chances detransição para a autonomia, possivelmentepela incerteza quanto à estabilidade doemprego.

A literatura européia ainda explora osfatores que influenciam o padrão detransição em alguns países. Nessesentido, Shizzerotto e Lucchini (2002)analisam a ordem cronológica das idadesnas quais se completa cada etapa, o tempodecorrido entre a etapa subseqüente e aduração de todo o processo de transição.Os recursos materiais disponíveis, apa-rentemente, condicionam a velocidade damaioria das transições individuais para amaioridade. Como conseqüência, asituação econômica do país, a dinâmicado mercado de trabalho, a generosidadee o grau de universalização do regime debem-estar afetam a trajetória de transição.Entretanto, a idade, a duração e a se-qüência pressupõem que o papel socialdesignado ao adulto é afetado pelo arranjoinstitucional, cultural e processo históricodo país.

Acrescenta-se à literatura elencada otrabalho desenvolvido por Biddecom eBakilana (2003), que investigam o tempo, adensidade e a seqüência das transiçõesrealizadas por adolescentes e jovensadultos, de ambos os sexos, para a atividadesexual, gravidez, uniões e saída da escolana África do Sul. Além da densidade, aseqüência dos eventos também mereceinvestigação, pois a duração de um eventopode determinar o início e a duração deoutro evento, ou mesmo a probabilidade deacionar outro evento. Os resultados nãoapresentaram alta densidade de transiçãono período da adolescência até os vinteanos. Além disso, foram verificadasimportantes diferenças entre os grupospopulacionais no que diz respeito àstransições estudadas, bem como umagrande desordem em termos da variedadede combinações e seqüências cronológicasdas transições.

Dados e metodologia

Fonte de dados

A PPV foi aplicada no Brasil nas RegiõesNordeste e Sudeste, pelo Instituto Brasileirode Geografia e Estatística – IBGE e peloBanco Mundial. No Nordeste foram investiga-das amostras nas regiões metropolitanas deFortaleza, Recife e Salvador, restante da árearural e restante da área urbana. Na RegiãoSudeste, os estratos considerados foram asregiões metropolitanas de Belo Horizonte,Rio de Janeiro e São Paulo, restante da áreaurbana e restante da área rural.

O tamanho da amostra para cada estra-to geográfico foi fixado em 480 domicílios,sendo estipulados 60 setores, em cada estra-to geográfico, e oito domicílios, em cada setor.

O questionário foi planejado para forne-cer um conjunto de informações integradascom o objetivo de entender os diversosaspectos de distribuição do bem-estar epobreza. Além disso, investigaram-se,retrospectivamente, o histórico de edu-cação e a atividade econômica de homense mulheres e também a história de fecun-didade das mulheres de 15 a 49 anos nadata da pesquisa. Com isso, obtêm-sedados retrospectivos a respeito das idadescom as quais os indivíduos experimentaramos eventos investigados neste trabalho.

Metodologia

Neste trabalho, adotou-se a análise desobrevivência como estratégia de verifi-cação empírica do problema tratado. Emuma seção mais descritiva, utilizar-se-áanálise não paramétrica para obter curvasde sobrevivência em cada um dos eventosinvestigados. Posteriormente, serão incluí-das covariáveis no modelo, para o que seadotará o modelo semiparamétrico deriscos proporcionais de Cox.

Análise não paramétrica

Para os propósitos deste trabalho,serão utilizados os métodos da função desobre-vivência não paramétrica (Kaplan-Meier) e função de risco (Hazard). A análisede sobrevivência descreve diretamente a

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experiência de sobrevivência da coorte emestudo, enquanto a função de risco informasobre a probabilidade da ocorrência doevento investigado condicionada à sobre-vivência no tempo t.

Os métodos discutidos consensual-mente na literatura (ALLISON, 1995; KLEINe MOESCHBERGER, 1997; RETHERFORDe CHOE, 1993, entre outros) usam dadosque lidam com o tempo até a ocorrência dequalquer evento bem definido (duração).Nesse caso, a variável de interesse é aidade, em anos, da ocorrência do primeirofilho, da saída da escola e do primeirotrabalho. Como os eventos estão distribuí-dos ao longo de um tempo determinado, aorigem da escala de tempo é definida apartir do início da observação, que podevariar entre os indivíduos de um grupo emestudo. Quando se trata de dados retros-pectivos, como neste estudo, a origem daescala de tempo é bem definida pela idadedo indivíduo no evento que marca o inícioda contagem, ou seja, a idade a partir daqual se considera o início de cada evento.

No caso da entrada no mercado de tra-balho, levou-se em conta a menor idade rela-tada pelos indivíduos que tinham entre 20 e49 anos na época da entrevista. Para a saídada escola, a menor idade declarada pelosindivíduos que tinham entre 20 e 49 anos naépoca da entrevista marcou o início da conta-gem desse evento. E, para o nascimento doprimeiro filho, considerou-se a menor idademencionada pelas mulheres que tinhamentre 20 e 49 anos na época da entrevista.

Optou-se pela experiência dos entre-vistados de 20 a 49 anos para, em primeirolugar, padronizar a amostra e tentar captarrelações seqüenciais e de simultaneidadeentre os eventos e, em segundo, minimizarproblemas de memória, comuns em dadosretrospectivos, bem como qualquer viés deseletividade causado pelos jovens emidade de transições.

Deve-se levar em conta a possibilidadede o evento não ocorrer durante o tempode observação. Neste caso, a única razãoé que existem pessoas no grupo de inte-resse que não haviam experimentado oevento até a data da entrevista, o queimpossibilita conhecer o tempo de ocorrên-cia até o evento. Entretanto, tais dados nãodevem ser ignorados, pois se sabe que otempo até o evento é, no mínimo, algumvalor.1 Um indivíduo será censurado à direitaneste trabalho se, até o tempo t (idade deocorrência do evento investigado), ele nãotiver experimentado algum dos eventos deinteresse. Neste trabalho, não existecensura à esquerda,2 pois o tempo exatotranscorrido até os eventos de interesse éconhecido.

A análise exploratória dos dados foirealizada por meio de tabelas de contin-gências, a fim de serem investigadas asrelações de dependência entre os eventos.Primeiramente, fez-se uma breve introdu-ção sobre as funções básicas da distri-buição do tempo em análise de sobrevi-vência: a de distribuição da probabilidade;a de sobrevivência; a de densidade; e a derisco.

A Função de distribuição da probabilidade

O tempo de sobrevivência de umindivíduo, em algum tipo de análise desobrevivência, é considerado uma variávelaleatória T, que pode ser caracterizada poruma distribuição cumulativa chamada dedistribuição de função.

1 Se uma mulher tinha 25 anos na data da pesquisa e ainda não havia tido o primeiro filho, conclui-se que, no mínimo, o tempo desobrevivência para o evento em estudo é de dez anos. Essa mulher será considerada censura à direita.2 O tempo de sobrevivência também pode ser censurado à esquerda se tudo o que se sabe sobre o tempo até o evento é que eleé menor ou igual a algum valor. Muitos pesquisadores investigam meios de tratar dados censurados à esquerda e intervalo decensura. No entanto, a maior parte dos métodos de análise de sobrevivência consideram apenas os dados censurados à direita.

Função de sobrevivência

O método denominado Kaplan-Meier –KM estima uma função de sobrevivênciaS(t) para os valores de t observados nobanco de dados, na forma (ti, di),...,(tndn),

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sendo di a situação de ocorrência do evento.Supõe-se que o t esteja ordenado assim:t1<t2...<tn. A cada evento ocorrido em ti, aprobabilidade de sobreviver além de t=ti éreduzida pela multiplicação por (ri-1)/ri, emque ri é o número de indivíduos em riscoexatamente antes do iésimo t.

Para algum valor não negativo de t, F(t)é a probabilidade de o tempo de sobrevi-vência ser menor do que o tempo t. Descre-vendo a variável aleatória T, em termos daprobabilidade de o tempo de sobrevivênciaser no mínimo t, tem-se a Função deSobrevivência S(t), que é mais comumenteusada em análise de sobrevivência:

Análise semiparamétrica

Quando se lida com grupos queapresentam características similares e sediferenciam apenas no tratamento sobreestudo, as respostas obtidas por meio daanálise não paramétrica respondem satisfa-toriamente à questão. Entretanto, quandonão se tem idéia da homogeneidade entreos grupos e, ainda, se os grupos revelamcaracterísticas específicas do ponto de vistademográfico e comportamental que podemafetar o resultado, tais características podemser usadas como covariáveis (variáveis ex-plicativas) da variável resposta. Nesse caso,as covariáveis serão preditoras de fatoresde risco para o evento, melhorando o graude acurácia e reduzindo o viés do modelonão paramétrico que contempla apenas acomparação de funções de sobrevivência.

O modelo que permite este tipo deanálise, conforme citado em Alisson (2003),foi desenvolvido por Cox (1972)3 e deno-mina-se Modelo de Riscos Proporcionais(Porportional Hazards Models).

Lembrando que T denota o tempo paraocorrência de um dado evento, baseado emuma amostra de tamanho n, este pode serdefinido genericamente como se segue:

Função de risco (Hazard function)

A função de risco é a taxa instantâneade a probabilidade de ocorrência do eventocondicionada ao indivíduo não ter experi-mentado o evento ao tempo t.

Como o risco ultrapassa a unidade, elenão pode ser pensado como umaprobabilidade. Uma maneira de associar afunção de risco ao tempo t, como umaprobabilidade, é calcular a aproximaçãoquando Δt tende a zero.

O numerador da função é a probabili-dade de o indivíduo em análise experimen-tar o evento entre o tempo t e t+Dt. Quandose divide por S(t), condiciona-se à sobrevi-vência no tempo t. Então, o risco no tempo tmultiplicado por um pequeno incrementode tempo é uma aproximação da probabi-lidade de ocorrer o evento dentro dessepequeno intervalo de tempo após t, parao indivíduo que tenha sobrevivido aotempo t.

3 COX, D. R. Regression models and life tables. Journal of the Royal Statistical Society, B 34, 187-220 (with discussion).

onde:tj: é tempo de observação do j-ésimoindivíduo;

: variável indicadora =1 se eventotiver ocorrido e =0 se o tempo de so-brevivência for censurado à direita;

é o vetor de cova-riáveis ou fatores de risco para o j-ésimoindivíduo no tempo t que poderia afetara distribuição de T.

O vetor Zjk(t)’s, tal que k=1,2,3,...p, podeser composto de variáveis que mudam notempo, denominadas dependentes dotempo (time-dependent variable), como, porexemplo, diagnóstico atual, pressão

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sangüínea, situação ocupacional, matrículaem escola para indivíduos em idade esco-lar, entre outras. Esse vetor pode tambémser composto por variáveis fixas, ou seja, jáconhecidas no momento zero (sexo, grupo-controle, raça, diagnóstico inicial, situaçãoocupacional no começo da contagem dotempo, série em curso no princípio dacontagem do tempo, entre outras). No casoespecífico deste trabalho, serão conside-radas covariáveis de efeito fixo.

O modelo básico para função de riscono tempo t, para um indivíduo em risco, se-gundo o vetor Z, é chamado de semipara-métrico porque apenas os efeitos dascovariáveis são tratados parametricamente.A função de risco de referência é ajustadada forma não-paramétrica.

covariáveis tiverem os mesmos valores,

então que é o risco de

acontecer o evento se o indivíduo tiverrecebido o tratamento (grupo de tratamento),sobre o risco de ter acontecido o evento seo indivíduo for do grupo de controle (grupo-controle).

é uma função de risco dereferência definida arbitrariamente;

é o vetor de parâmetrosdas covariáveis;

a função conhecida.

Como é obrigatoriamente posi-tiva, um modelo comum para é:

Assim, pode-se reescrever daseguinte forma:

O logaritmo de é nas for-

mulações tradicionais de modelos linearescom efeitos de covariáveis. Este é o modelode riscos proporcionais porque, se doisindivíduos com covariáveis de valores Z eZ* forem observados, a razão dos riscos éconstante. Esse valor constante é chamadode risco relativo para um indivíduo com osfatores de risco Z*. Particularmente, se Z1

indicar o efeito do tratamento (Z1=1, sefor grupo de tratamento e Z1=0 se forgrupo-controle) e todas as outras

As saídas da regressão produzidaspelo pacote estatístico SAS fornecem o testede hipótese para β (SAS, 2001). A hipótesenula testada é a de que todos os coeficien-tes das variáveis adicionadas ao modelosejam zero. O critério do teste é dado pelaestatística qui-quadrado, que é calculadapela diferença entre duas vezes averossimilhança parcial do modelo com esem as variáveis de controle, e o p-valor éencontrado utilizando-se como graus deliberdade o número de variáveis do modelo(ALISSON, 2003).

A principal variável de interesse, nestecaso, é a educação dos pais. Como é con-senso na literatura, a educação dos pais,particularmente a da mãe, apresenta umaassociação positiva com a probabilidade deestudar e, espera-se, uma relação negativacom a probabilidade de entrar no mercadode trabalho e de ter o primeiro filho.

Testou-se também se a educação dopai está mais relacionada aos eventosassociados à participação na força detrabalho em detrimento, ou menor asso-ciação, com a escolaridade e ter o primeirofilho. Incluiu-se a variável de situação deresidência até os 15 anos4 para verificar seo fato de o indivíduo ter residido em áreasurbanas até essa idade diminui o risco desair da escola e ter o primeiro filho. Asdemais variáveis de idade (saída da escola,primeiro filho e entrada no mercado detrabalho) foram incluídas para identificar osentido da associação existente entre elas.

4 Como o interesse do estudo é também verificar se as transições ocorrem nas idades jovens, a situação de domicílio até os 15 anos(urbano, rural e urbano e rural) é mais importante do que a situação de domicílio (urbano e rural) do entrevistado que tinha entre20 e 49 anos na época da entrevista.

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Descrição da amostra

Para efeito de padronização da amos-tra, foram eliminados do banco de dadosvalores inconsistentes e todos os indivíduosque tinham menos de 20 e mais de 49 anosna época da entrevista. A distribuição daamostra por sexo e idade consta na Tabela 1.

Relação entre a idade de entrada nomercado de trabalho e a idade de saídada escola

Esta seção teve como propósito verificarse existe alguma associação entre a idadede entrada no mercado de trabalho e a idadede saída da escola. A Tabela 2 indica que,para os homens de até 19 anos, 69,84% jásaíram da escola e 90,97% já entraram nomercado de trabalho. Uma análise mais

acurada da tabela de contingência indicaque a entrada no mercado de trabalho éum evento que precede a saída da escola epode acionar essa transição, pois, dos68,88% que entraram no mercado detrabalho até os 15 anos, 36,95% saíram daescola na mesma idade, 16,55% com 16 a19 anos e 11,79% após os 19 anos. Alémdisso, as proporções a partir e acima dadiagonal principal são significativamentemaiores em relação às células abaixo dadiagonal principal. A própria configuraçãoda tabela e a estatística qui-quadradoestimada revelam que não se trata deprocessos independentes.

Ressalta-se que a transição para omercado de trabalho é muito intensa até aidade de 15 anos, se for considerado que aidade legal, no Brasil, para inserção naatividade econômica é 16 anos.

QUADRO 1Variáveis explicativas inclusas nos modelos: entrada no mercado de trabalho, saída da escola e primeiro filho

Fonte: PPV – IBGE/Banco Mundial.

TABELA 1Distribuição da amostra, por sexo, segundo idadeRegiões Sudeste e Nordeste do Brasil – 1996-1997

Fonte: Elaborado pela autora, a partir dos microdados da PPV – IBGE/Banco Mundial.

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A Tabela 3 revela que a mulher perma-nece mais tempo fora do mercado de traba-lho e uma proporção delas jamais se inserena atividade econômica, embora o padrãode saída da escola seja bastante similar aodos homens. Como no caso masculino, osdados sugerem que, também para as mu-lheres, a entrada no mercado de trabalhoprecede a saída da escola e pode acionaresse processo. A estatística qui-quadradoestimada também revela que os processosnão são independentes para as mulheres.

Relação entre a idade de entrada nomercado de trabalho e a idade ao primeirofilho

Este tópico e o próximo referem-seapenas às mulheres e analisam a relaçãoentre a idade de entrada no mercado de

trabalho e a ocorrência do primeiro filho, eentre a idade de saída da escola e a ocorrên-cia do primeiro filho, nessa ordem. Eviden-cia-se, pela Tabela 4, que entrar no mercadode trabalho é uma decisão que precede ade ter filhos. Note-se que, das mulheres queentraram no mercado de trabalho até os 15anos (46,18%), uma maior proporção delas(15,14%) tiveram filhos apenas aos 20-24anos, 11,86% dos 16 aos 19 anos e somente1,22% aos 15 anos. Esses resultados indi-cam uma tendência similar ao comportamen-to europeu, ou seja, primeiro se busca aindependência financeira para, posterior-mente, assumir os papéis relacionados àfecundidade, o que tem aumentado a idadeao ter o primeiro filho. Pela própria seqüênciade acontecimento desses eventos, é notórioque existe uma associação entre eles, o queé corroborado pela estatística qui-quadrado.

TABELA 2Distribuição dos homens, por idade de saída da escola, segundo idade de entrada no mercado de trabalho

Regiões Sudeste e Nordeste do Brasil – 1996-1997

Fonte: Elaborado pela autora, a partir dos microdados da PPV – IBGE/Banco Mundial.Nota: Teste do qui-quadrado significativo com probabilidade < 0.0001 (=554.97 - 16 gl).

TABELA 3Distribuição das mulheres, por idade de saída da escola, segundo a idade de entrada no mercado de trabalho


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Relação entre a idade de saída da escola ea idade ao ter o primeiro filho

Os resultados apresentados na Tabela5 indicam que as jovens de até 19 anossaem da escola para depois terem oprimeiro filho. Os dados parecem mostrarque a transição para o primeiro filho, comoum processo que aciona a transição parafora da escola, é importante apenas paraquem teve esse filho até os 15 anos, do quese pode inferir, grosso modo, tratar-se deum evento não planejado. Das 2,32% jovensque tiveram filhos até os 15 anos, 1,77%deixaram a escola nessa idade. Da mesmaforma que a decisão de entrar no mercadode trabalho precede a de ter o primeiro filho,a saída da escola também acontece antesdesse evento. Entretanto, deve-se ressaltarque, quanto mais cedo a jovem sai daescola, mais nova ela terá o primeiro filho,

pois, entre as que saíram da escola até os15 anos, 13,66% tiveram o primeiro filhoentre 16 e 19 anos e a mesma proporção otiveram entre 20 e 24 anos. Tendo em vistaque para as mulheres a entrada no mercadode trabalho, em maior proporção, precedea saída da escola ou aciona esta saída, umaseqüência desses eventos seria: a jovemestudante decide entrar no mercado detrabalho e, por isso, deixa a escola, deci-dindo, algum tempo depois, ter filhos. Énotório que todos esses processos estãofortemente associados, contudo, no escopodeste trabalho, nada mais se pode dizersobre tal associação.

Funções de sobrevivência e risco

Nesta seção, foram geradas tábuas devida por sexo, elaborando-se, a partir delas,gráficos para uma melhor análise da função

TABELA 4Distribuição das mulheres, por idade ao ter o primeiro filho, segundo a idade de entrada no mercado de trabalho



TABELA 5Distribuição das mulheres, por idade ao ter o primeiro filho, segundo a idade de saída da escola



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de sobrevivência em cada um dos eventosestudados.

Foram destacadas nos gráficos medi-das de posição, como a mediana, o primeiroe o terceiro quartis, conforme a fórmulaseguinte:

Mediana:

(Gráficos 1 e 2). Note-se que os maioresriscos de entrada no mercado de trabalho,para ambos os sexos, apresentam tendên-cia de crescimento até próximo da idadepertencente ao terceiro quartil de transição.Registra-se, também, como já verificadoanteriormente, uma defasagem na idademediana de inserção: 15,66 anos para asmulheres e 13,08 anos para os homens.Com 19,65 anos, 75% das mulheres já seinseriram no mercado de trabalho, enquan-to para os homens essa idade correspondea 16,10 anos.

Idade de saída da escola

A idade de saída da escola, conformeos Gráficos 3 e 4, não apresenta variabi-

Idade de entrada no mercado de trabalho

A análise das curvas de sobrevivênciapor sexo e a função do risco de entrar nomercado de trabalho demonstram que essatransição ocorre, tanto para os homensquanto para as mulheres, em idade jovem

GRÁFICO 1Curvas de sobrevivência na inatividade, segundo

sexoRegiões Sudeste e Nordeste do Brasil – 1996-1997

Fonte: Elaborado pela autora, a partir dos microdados daPPV – IBGE/Banco Mundial.

Fonte: Elaborado pela autora, a partir dos microdade da PPV– IBGE/Banco Mundial.

GRÁFICO 2Função do risco de entrar no mercado de trabalho,

segundo sexoRegiões Sudeste e Nordeste do Brasil – 1996-1997

GRÁFICO 3Curvas de sobrevivência na escola, segundo sexoRegiões Sudeste e Nordeste do Brasil – 1996-1997


GRÁFICO 4Função do risco de sair da escola, segundo sexo



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lidade entre homens e mulheres, conse-qüentemente, o padrão de risco é tambémsimilar para ambos.5 Destaca-se que atransição ocorre majoritariamente em idadejovem: para os homens, a idade medianaé de 15,97 anos e, para as mulheres, 16,69anos. Com 20 anos, 75% de homens emulheres já saíram da escola, e o risco desaída é crescente até próximo dos 20 anos.

Nascimento do primeiro filho

A decisão de ter o primeiro filho éposterior à entrada no mercado de trabalhoe à saída da escola. De acordo com a

função de sobrevivência, mostrada noGráfico 5, a idade no primeiro quartil é 19,24anos e a idade mediana corresponde a 23anos, contra 11,86 e 15,66 anos da entradano mercado de trabalho e 12,57 e 16,69anos de saída da escola, relativas aoprimeiro quartil e mediana, respectivamente.O risco de se ter o primeiro filho é crescenteaté próximo dos 25 anos, passando adiminuir a partir dessa idade (Gráfico 6).

O Gráfico 7 apresenta as curvas desobrevivência na escola e na inatividadepara os homens, enquanto o Gráfico 8 trazas curvas de sobrevivência na escola,inatividade e ter o primeiro filho para as

GRÁFICO 5Curvas de sobrevivência para as mulheres, segundo

a idade ao ter o primeiro filhoRegiões Sudeste e Nordeste do Brasil – 1996-1997


GRÁFICO 6Função do risco para as mulheres de ter o primeiro

filhoRegiões Sudeste e Nordeste do Brasil – 1996-1997


GRÁFICO 7Curvas de sobrevivência para os homens, segundo

idade de entrada no mercado de trabalho e saída daescola



GRÁFICO 8Curvas de sobrevivência para as mulheres, segundoidade de entrada no mercado de trabalho, saída da

escola e ao ter o primeiro filhoRegiões Sudeste e Nordeste do Brasil – 1996-1997

5 É provável que o padrão de escolaridade que apresenta vantagens educacionais para as mulheres seja coerente com as coortesmais jovens relativamente àquelas pesquisadas pela PPV.


121



mulheres. Nota-se que a entrada no mer-cado de trabalho é transição que antecedea saída da escola para ambos os sexos. Nocaso dos homens, parece haver uma certasimultaneidade entre escola e trabalho, ouseja, a transição para o mercado de trabalhonão aciona, de imediato, a transição parafora da escola. Já no caso das mulheres,parece que a entrada no mercado de traba-lho provoca, quase que imediatamente, asaída da escola. No entanto, a decisão deter o primeiro filho sucede a saída da escolacom uma defasagem relevante.

Análise do efeito das variáveisselecionadas sobre o risco

As regressões que medem o riscoproporcional segundo covariáveis selecio-nadas foram operacionalizadas parahomens e mulheres separadamente. O pro-pósito da desagregação é verificar sealguma variável apresenta um fator de riscomaior ou menor relacionado ao sexo doindivíduo exposto ao risco.6

Nota-se, na Tabela 6, que a educaçãodo pai tem um efeito significativo na reduçãodo risco de os homens entrarem no mercadode trabalho. Como se vê, a cada nível educa-cional mais alto, em contraposição a nenhu-ma educação, o risco é menor. A variáveleducação da mãe, por sua vez, apesar deapresentar efeito menor, relativamente à

educação do pai, na redução do risco de ohomem entrar no mercado de trabalho, pos-sui impacto significativo para as mulheres,embora em magnitude menor do que overificado para os homens. A educação dopai não apresentou efeito importante sobreo risco de a mulher entrar no mercado detrabalho.

O fato de o indivíduo ter vivido em áreaurbana até a idade de 15 anos tem impactosignificativo no risco relacionado à entradano mercado de trabalho. Note-se que parao indivíduo do sexo masculino que viveusomente em área urbana até os 15 anos, orisco corresponde a apenas 55,9% daqueleverificado para os que viveram em outrasáreas. Esse impacto é menor quando setrata de mulheres, sendo que o risco daque-las com domicílio urbano é 89,1% relativa-mente ao das que residiram em outrasáreas. A idade de saída da escola (idadesc)tem efeito significativo e reduz em 2,5% e0,4% o risco de homens e mulheres, res-pectivamente, entrarem no mercado detrabalho. Cada ano adicional na escola,controlando-se pelas demais variáveis,produz um efeito positivo para ambos ossexos. Quanto mais se prolonga a perma-nência na escola, em detrimento da entradano mercado de trabalho, pode-se supor queo estoque de capital humano acumuladopor meio da educação formal garantirámelhor inserção no mercado de trabalho.

6 A Tabela 9 apresenta todos os parâmetros calculados pelo modelo.

TABELA 6Efeito das variáveis selecionadas sobre o risco de entrar no mercado de trabalho


Fonte: Elaborado pela autora, a partir dos microdados da PPV – IBGE/Banco Mundial.Nota: Foram omitidas as variáveis edpai1 e edmae1.

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No caso das mulheres, a idade ao terprimeiro filho reduz em apenas 0,1% o riscode entrar no mercado de trabalho.

A educação da mãe é altamentesignificativa na redução do risco de sair daescola para homens e mulheres. Registra-se, conforme a Tabela 7, que filhos de mãescom educação fundamental apresentam84,1% do risco de sair da escola daquelescujas mães não acumularam nenhum graueducacional. Cada nível educacional damãe, em contraste com a categoria omitida(nenhuma educação), reduz o risco de oshomens e as mulheres saírem da escola,embora o efeito sobre a diminuição do riscode as mulheres saírem da escola ser, emmagnitude, maior do que o verificado paraos homens. A educação do pai também foisignificante na diminuição do risco dehomens e mulheres saírem da escola,embora o efeito se apresente maior para oshomens. Parece haver algum viés de sexona associação da educação dos pais sobreo risco de sair da escola, ou seja, o efeitoda educação da mãe é maior para asmulheres e o da educação do pai é maiorpara os homens.

O risco de sair da escola dos indivíduosdo sexo masculino que residiram exclusi-vamente em áreas urbanas até a idade de15 anos é de 88% daquele verificado paraos que residiram em outras áreas. No casodas mulheres, o risco corresponde a 76,6%do observado para as que viveram emoutras áreas.

Cada ano a mais que se posterga a en-trada no mercado de trabalho reduz em2,3% o risco de sair da escola, para oshomens, e em 0,3%, para as mulheres. Aidade ao ter o primeiro filho diminui o riscode as mulheres saírem da escola em 0,8%,ou seja, cada ano adicional da idade ao tero primeiro filho reduz o risco das mulheressaírem da escola. Embora o porcentual deredução seja relativamente baixo, esteresultado é coerente com Stupp e Cáceres(2001), cujo trabalho demonstrou que aidade com a qual a mulher deixa a escola,e não o mais alto nível educacional, é o fatorcrítico para a transição para o primeiro filho.

A educação da mãe apresenta efeitopositivo na redução do risco de ter o primeirofilho (Tabela 8). Enquanto filhas de mãescom educação fundamental apresentam90,5% do risco de ter o primeiro filho daque-las cujas mães não possuem nenhumaeducação, filhas de mães com nível supe-rior ou mais registram risco 32,1% menordo que o das filhas cujos pais não têmnenhum nível educacional. A educação dopai só apresenta efeito positivo na reduçãodo risco de ter o primeiro filho para os níveiseducacionais fundamental e médio.

A idade de entrada no mercado detrabalho aumenta em 3,8% o risco de ter oprimeiro filho, enquanto a idade de saídada escola reduz em 2,2% esse risco. Taisresultados são bastante plausíveis eindicam que, quanto mais tardiamente seentra no mercado de trabalho, por hipótese,

TABELA 7Efeito das variáveis selecionadas sobre o risco de sair da escola



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mais o indivíduo já teria completado umbom nível educacional e estaria transitandopara uma etapa de autonomia financeiracoerente com os compromissos relativos àformação de família. Por outro lado, quantomais anos ele se mantém na escola, ouseja, quanto mais anos se assume os papéissociais do estudante, mais se atrasa atransição para se assumir os papéis e asdespesas relativas à formação de família.

TABELA 8Efeito das variáveis selecionadas sobre o risco de ter o primeiro filho



TABELA 9Saídas de regressão

Fonte: Elaborado pela autora, a partir dos dados da PPV – IBGE/ Banco Mundial.

Conclusão

Mesmo sem nenhuma inferência decausalidade, pode-se esperar que, noBrasil, a mulher primeiro decide trabalhar,quase simultaneamente sai da escola esomente algum tempo depois decide ter oprimeiro filho. No caso dos homens, a idadede entrada no mercado de trabalho precedea idade de saída da escola e sugere uma

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possível simultaneidade entre a escola e otrabalho.

Pode-se afirmar que, no Brasil, essastransições são inerentes aos jovens. Em quepese o fato de a transição para ter o primeirofilho suceder as demais transições femini-nas, baseando-se nesses dados, não pare-ce haver uma tendência clara de aumentoda idade dessa transição como citado naliteratura européia.

A análise semiparamétrica, entretanto,esclarece alguns pontos com relação afatores de risco relevantes para cada eventoestudado. A educação da mãe mostrou-sefator importante na redução do risco detodos os eventos estudados, corroborandovários estudos da literatura tanto nacionalquanto internacional, que encontram evi-dências de uma associação positiva entreeducação dos pais e a opção pela escola.Verificou-se, ainda, maior significância daeducação do pai na redução do risco de oshomens entrarem no mercado de trabalho,enquanto a educação da mãe está maisrelacionada à redução do risco de sair daescola (CORSEIL, SANTOS e FOGUEL,2001; LEME E WAJNMAN, 2000, KASSOUF,2001).

Quanto mais se permanece na escola,menor o risco de se entrar no mercado detrabalho e, no caso das mulheres, de ter oprimeiro filho. Embora a redução porcentualdo risco seja, em todos os casos, abaixo de5%, essas relações são corroboradas porestudos que demonstram evidência, para aEuropa, do aumento do tempo gasto naeducação e da entrada no processo deformação de família (COPPOLA e AASSVE,2003). Isso também é mostrado por estudoscomo o de Billari et al. (2000) que encontraincompatibilidade do papel de estudantecom a transição para a formação de família,o que pressupõe primeiro a saída da escola,tendo o mercado de trabalho como transi-ção intermediária para o processo de forma-ção de família, situação que requer determi-nada estrutura de gastos incompatíveis como ciclo de vida estudantil.

É importante ressaltar que tais resul-tados refletem a experiência de transição

das pessoas que tinham idade entre 20 e49 anos na época da pesquisa (1996-1997),portanto, não necessariamente traduzem aexperiência dos jovens que estão realizan-do as transições nesta década. A importân-cia dos achados deste estudo está justa-mente nessa característica, pois, se para aexperiência dessas coortes fica evidenteuma seqüência de transições e que a idadeao ter o primeiro filho reduz em apenas 0,8%o risco de deixar a escola, é porque a tran-sição para o primeiro filho não representavao principal fator de risco de deixar a escola.Nesse contexto, deve-se avaliar quais sãoos desafios enfrentados pelos jovens emidade de transição nesta primeira décadado século XXI e, a partir de evidências decoortes anteriores, desenhar as políticasapropriadas.

Segundo Camarano et al. (2003), em2001, a idade média de formação de famíliaera de 22,28 anos para homens e 21,40anos para mulheres. Em que pese estetrabalho não trazer informações sobre aidade masculina de formação de família,contudo, a idade média das mulheres quecompõem a amostra é 22,09 anos, ou seja,praticamente não mudou, feitas as devidasressalvas sobre a abrangência das duasfontes (PNAD e PPV). Por outro lado, a idademédia de entrada na População Econo-micamente Ativa – PEA, em 2001, foi de 20,2anos para os homens e 20,16 anos para asmulheres, enquanto a idade média deentrada verificada para os indivíduos quecompõem a amostra deste trabalho foi de13,4 e 15,71 anos, respectivamente, paraos sexos masculino e feminino.7 Em quepese a amostra ser representativa apenaspara as Regiões Nordeste e Sudeste, partedo aumento de idade de entrada na PEAverificado pode ser devido às mudanças noperfil da demanda por mão-de-obra,resultante da reestruturação produtivainiciada na década de 90, que tornou omercado de trabalho mais seletivo. Issopode ter dificultado a obtenção do primeiroemprego (CAMARANO et al., 2003).

Uma vez identificados os desafios, asidades e os fatores intervenientes nas

7 Tabelas detalhadas podem ser consultadas em Oliveira (2005).

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transições constituem informações de gran-de relevância para políticas públicas de edu-cação, qualificação, geração de emprego,políticas habitacionais e de saúde, poissaber que é positiva a permanência na esco-la como meio tanto de acumular capital hu-mano quanto de adiar a transição para o pro-cesso de formação de família é de funda-mental importância na redução de váriosriscos aos quais os jovens estão expostos.

Além das políticas públicas, infor-mações dessa natureza são importantespara o planejamento estratégico da ofertade diversos serviços pelo setor privado.Dependendo das características sociode-mográficas do universo investigado, pode-se delinear um mercado potencial para umleque de serviços que variam desdeorientação vocacional até produtos eserviços para o ciclo de vida e familiar.

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Abstract

Transitions of young people into the labor market, first birth and leaving school: the Braziliancase

This article investigates the relationship between the ages when young people leave school,enter the labor market and set up their own families. The Survival Analysis methodology wasused. A descriptive analysis was carried out through a non-parametric model (Kaplan Meier)to estimate survival functions for each of these transitions, by gender. A semi-parametric model(Cox’s Proportional Risks Model) was also used, which included variables such as mother’sand father’s educational levels and situation of residence until age 15. The database used inthis study was the Life Patterns Research. The results captured the experience of transition ofpersons ages 20 to 49 at the time of the study (1996-1997). They therefore do not necessarilyrepresent the experience of young people who are in transition in this first decade of the 21stcentury. The findings of the study are important basically due to this characteristic. If, for the

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Recebido para publicação em 06/05/2005.Aceito para publicação em 14/10/2005.

experience of these cohorts, there is clearly a sequence of transitions, and the age at first childlowers the risk of leaving school by only 0.9%, this is because the transition to first child is notthe main reason for dropping out of school. Therefore, the challenges, the ages and theintervening factors seen constitute very important information for public policies in education,training, generation of jobs, habitation and health.

Key words: Transitions of young people. Labor market. Survival analysis.

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Transições dos jovens para o mercado de trabalho, primeiro ...0D/rbepop/v23n1/v23n1a07.pdf · ser mais importantes para os homens, as mulheres têm maior preocupação com a escola