AVALIAÇÃO DOS RETORNOS AOS INVESTIMENTOS EM EDUCAÇÃO PARA TRABALHADORES DO SEXO MASCULINO NO BRASIL - PDF
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Maria Ximenes Lage
1 AVALIAÇÃO DOS RETORNOS AOS INVESTIMENTOS EM EDUCAÇÃO PARA TRABALHADORES DO SEXO MASCULINO NO BRASIL Apresentação Oral-Desenvolvmento Rural, Terrtoral e regonal VANESSA DA FONSECA PEREIRA 1 ; JOAO RICARDO LIMA 2 ; TALLES GIRARDI DE MENDONÇA 3. 1,3.UFV, VIÇOSA - MG - BRASIL; 2.UFPB, AREIA - PB - BRASIL. Avalação dos retornos aos nvestmentos em educação para trabalhadores do sexo masculno no Brasl Grupo de pesqusa: Desenvolvmento Rural, Terrtoral e regonal Resumo A expressva desgualdade nos rendmentos entre os trabalhadores brasleros torna a análse dos fatores que nfluencam a formação salaral relevante para dreconar polítcas. Dessa forma, o objetvo deste estudo fo avalar os retornos aos nvestmentos em educação para trabalhadores do sexo masculno no Brasl. Com base nos dados da Pesqusa Naconal por Amostra de Domcílos (PNAD), no ano de 2006, e aplcando-se o procedmento de Heckman, buscou-se mensurar as dferenças nos retornos salaras à escolardade nos meos urbano e rural. Como aspecto de destaque metodológco em relação à maora dos trabalhos sobre o assunto, tem-se a consderação da amostra complexa. Os resultados mostraram a exstênca de dferencação salaral em função de dade, raça e regão geográfca. Em relação à escolardade, dentfcou-se uma superordade dos retornos salaras no meo urbano, em comparação ao rural. Adconalmente, constatou-se que a consderação da amostra complexa gera resultados expressvamente dferentes daqueles baseados em amostragem smples. Torna-se, portanto, necessáro ncorporar esses aspectos às novas pesqusas que se realzem a partr de fontes de dados como a PNAD. Palavras-chave Retornos à educação, qualfcação, amostra complexa. JEL classfcaton: J24, J31 Evaluatng the returns from educaton nvestments for Brazlan male workers Abstract The expressve nequalty n the earnngs between Brazlan workers makes the analyss of the factors that nfluence the wages formaton relevant to drect polces. Ths study amed to evaluate the returns to the nvestments n educaton for male workers from Brazl. Based on the data from Natonal Household Sample Survey (PNAD), from the year 2006, and applyng Heckman s procedure, t was amed to measure the dfferences between the wage returns to schoolng n the urban and rural sectors. A promnent methodologcal aspect wth relaton to most of the studes about the subject s the consderaton of complex sample. Results showed that there s a wage dfferentaton due to age, race and geographc regon. A superorty of the wage 1
2 returns n urban sector was dentfed n comparson wth the rural. Addtonally, t was verfed that the consderaton of complex sample takes to results consderably dfferent from those based on smple sample. Therefore, t becomes necessary to ncorporate ths aspect to new researches whch wll be done from the data sources such as PNAD. Key words: Returns to educaton, qualfyng, complex sample. 1. Introdução Os estudos poneros de Mncer (1958) e Becker (1962) despertaram nteresse constante e crescente dos pesqusadores nas estmatvas dos retornos aos nvestmentos em educação e trenamento. Com base nesses trabalhos, o vasto conjunto lteráro acerca da Teora do Captal Humano postula que a educação, à medda que melhora a habldade dos trabalhadores, dotandolhes de maor nível de conhecmento, torna-os mas efcentes no desempenho de suas funções. O aumento da efcênca eleva a sua produtvdade, o que leva o empregador a aumentar a sua remuneração. Por consegunte, há uma tendênca de que os dferencas salaras refltam os padrões educaconas dos trabalhadores. De acordo com Psacharopoulos e Patrnos (2002), o aumento nas desgualdades nos rendmentos, ocorrdo durante as décadas de 80 e 90, em mutos países, levou à renovação da mportânca dada pelos pesqusadores ao estudo das estmatvas dos retornos aos nvestmentos em captal humano. Em se tratando do contexto socal braslero, a desgualdade de renda pode ser apontada como um aspecto de expressva relevânca. De acordo com Hoffman (2006), o índce de Gn, da dstrbução do rendmento domclar per capta no Brasl, dmnuu de 0,5984, em 1998, para 0,5687, em Apesar dessa queda sgnfcatva, Barros et al. (2006) destacaram que o país anda é um dos campeões mundas da alta desgualdade de renda, o que torna a sustentabldade dessa redução uma questão fundamental para o futuro do país, em termos socas, polítcos e econômcos. Desse modo, os retornos aos nvestmentos em captal humano no Brasl são mportantes para sugerr áreas de concentração e dreconamento dos recursos públcos e prvados. O conhecmento das respostas salaras à escolardade fornece nformações útes para avalações dos nvestmentos específcos, bem como de determnada alteração realzada no sstema educaconal. Deve-se observar, anda, que a taxa de retorno à escolardade é um mportante fator para determnar a dedcação dos ndvíduos às atvdades educatvas. É possível que os retornos salaras ao estudo sejam determnantes de partcpação e desempenho dos ndvíduos nas atvdades escolares. Portanto, este trabalho objetvou avalar os retornos aos nvestmentos em educação para trabalhadores do sexo masculno do Brasl. Pretende-se apresentar os efetos, em termos de retornos salaras, que são decorrentes de ncrementos no tempo de escolardade. É essencal destacar que a abordagem estatístca deste estudo leva em consderação o delneamento amostral da Pesqusa Naconal por amostra de Domcílos (PNAD). Dessa forma, têm-se estmatvas pontuas e erros-padrão calculados corretamente, dferentemente de outros trabalhos que consderam a PNAD uma amostra IID (ndependente e gualmente dstrbuída). Devdo à relevânca do tema, nota-se expressvo volume de trabalhos acerca dos retornos salaras no Brasl, desenvolvdos a partr dos dados da PNAD. Os prncpas aspectos enfocados 2
3 como causas da dferencação salaral são dade, experênca, nível educaconal, cor, gênero, regão geográfca e stuação censtára 1. Uma breve exposção de trabalhos anterormente realzados será apresentada para dar maores subsídos à análse e ratfcar a mportânca do presente estudo. Langon (1971) dscorre acerca de três estudos, dentre os quas está a sua tese de PhD 2, de 1970, a qual é consderada ponera nos retornos à educação no Brasl. Nessa tese, os retornos ao nvestmento em captal humano fazam parte de uma análse mas ampla sobre o crescmento econômco do Brasl, do ponto de vsta da efcênca alocatva. Ao utlzar de dados da Pesqusa Naconal por Amostra de Domcílos (PNAD), o autor encontrou um retorno aos nvestmentos em educação próxmo de 28%. Contudo, o crescmento dessa lnha de pesqusa se deu a partr da década de 90. Lam e Levson (1990) basearam-se nos dados da PNAD, do ano de 1985, para avalar os padrões salaras; com base na escolardade, dade e experênca; comparando homens brasleros com os norte-amercanos. Em relação às regões geográfcas brasleras, esses autores dentfcaram proxmdade entre as respostas salaras à educação. Já a resposta méda ao ano adconal de estudo fo de 17%. Leal e Werlang (1991) optaram por trabalhar com um pseudo-panel, avalando os retornos à educação dos homens das regões metropoltanas brasleras, com base nas PNADs de 1976 a Para consderação da educação, os autores craram categoras de acordo com os anos de estudo e trabalharam, então, com as varáves dummy (analfabeto, prmáros 1 e 2, secundáro e superor). A taxa de retorno encontrada esteve em torno de 16%. Kassouf (1994) apresentou um avanço nas pesqusas, ao tratar a questão do vés de seletvdade amostral, que até então não era abordada. Neste trabalho, a autora fez uma comparação do método tradconal de estmação com o procedmento de Heckman, a partr da qual fo mostrada a relevânca estatístca da consderação do processo de seleção amostral nos estudos sobre respostas salaras. Em outro trabalho, Kassouf (1997) comparou os retornos quanto ao gênero e à stuação censtára e aferu, para os homens, retorno superor a 15%, no meo urbano, e superor a 11%, no rural. Sachda et al. (2004), também ao consderarem a seletvdade amostral, avalaram os retornos à escolardade dos homens por meo de análse de seção cruzada, para o ano de 1996, e dados emplhados, para o período de 1992 a Além de ratfcarem a necessdade do processo de seleção amostral, os autores aferram retornos de aproxmadamente 16%. Resende e Wylle (2006) tomaram como referênca a Pesqusa sobre o Padrão de Vda (PPV), também do IBGE, e compararam os padrões de dferencas de saláros entre mulheres e homens. Por meo do tratamento do vés de seletvdade amostral, esses autores encontraram um retorno de 12,6% e 15,9% para mulheres e homens, respectvamente. Destaca-se que, apesar de os procedmentos de amostragem da PNAD e da PPV possuírem desenho amostral complexo, os trabalhos supramenconados apoaram-se em estmatvas com base em amostragem aleatóra smples 3. Nesse contexto, a partr da constatação das característcas específcas do plano amostral da PNAD, o trabalho de Carvalho et al. (2006) avalou, entre dversos outros aspectos, a resposta dos rendmentos dos ndvíduos à educação. Esses autores aplcaram o procedmento de Heckman com o enfoque nos dferencas de saláro por gênero e raça no Brasl, com base nos dados da 1 Refere-se ao fato de o domcílo stuar-se na zona urbana ou rural. 2 Publcada pela APEC Edtora, sob o título: As causas do crescmento econômco do Brasl, em Uma breve dscussão acerca de amostragem complexa é apresentada no tem Metodologa. 3
4 PNAD do ano de Dentre os resultados, destaca-se a dferença entre os métodos que consderam a amostragem smples e o que consdera a amostragem complexa. Desse modo, apesar da exstênca de dversos trabalhos, esta pesqusa se destaca pelo fato de consderar o efeto do plano amostral, além de adotar o crtéro de correção do vés de seletvdade amostral. Ademas, este trabalho pode ser vsto como uma medda dos retornos salaras à educação no ano de 2006, de forma a complementar os demas exstentes. Além desta ntrodução, o estudo possu mas quatro seções. A segunda seção apresenta o método de análse e, na tercera seção, são descrtos os resultados e a dscussão. Por fm, apresentam-se as conclusões. 2. Metodologa De acordo com Garen (1984), os modelos de seletvdade amostral partem do pressuposto de que a escolha não é uma varável exógena, mas uma ação de otmzação. No presente caso, a escolha entre partcpar ou não do mercado de trabalho não pode ser analsada como uma decsão aleatóra, vsto que qualquer uma das decsões é feta em um processo de maxmzação dos seus benefícos. Esse autor afrma que tal processo garante que só sejam observadas escolhas ótmas, ndependentemente de qual opção tenha sdo realzada. Assm, a amostra de ndvíduos que partcpam do mercado de trabalho, foco desta pesqusa, deve ser consderada como nãoaleatóra, o que traz à tona a necessdade de ldar com o vés de seletvdade amostral. Conseqüentemente, para a estmação dos retornos salaras à educação deve-se levar em conta, além das varáves que explcam os rendmentos, as que se relaconam com a escolha entre partcpar ou não do mercado de trabalho. O procedmento de estmação é formado por duas equações, quas sejam, a equação que descreve a partcpação no mercado de trabalho e a equação prncpal, que representa as respostas salaras à educação e ao conjunto de varáves relevantes seleconadas. Tomando-se como base a amostra ncal de todos ndvíduos, os que auferem rendmentos e os que nada recebem, observa-se que a dstrbução dos retornos salaras possu um truncamento no ponto em que a renda passa de zero para valores postvos. Assm, para a equação de partcpação no mercado de trabalho são consderados todos os ndvíduos e para a equação prncpal consderam-se somente os que auferem algum rendmento. Neste caso, o método dos mínmos quadrados ordnáros torna-se nadequado, pos consdera que a amostra dos ndvíduos que atuam no mercado de trabalho dstrbu-se aleatoramente e estma somente a equação de rendmentos, o que gera tendencosdade nas estmatvas. Alternatvamente, o vés de seleção amostral é tratado por meo do procedmento de Heckman (1979), o qual consdera que a equação-objeto possu erro de especfcação e, portanto, ncorpora uma equação adconal para determnar a ocorrênca, ou não, do evento e contornar o vés de seletvdade. Com base no trabalho de Kassouf (1997), o método de Heckman é brevemente descrto a segur. A equação de partcpação ou de decsão entre estar ou, não, no mercado de trabalho é dada por: L = γ ' Z + u, (1) * em que L* é uma varável que desgna a partcpação no mercado de trabalho e Z é um vetor com um conjunto de varáves que explcam a partcpação no mercado de trabalho. Embora L* seja latente, a varável L pode ser observada, de modo que se tem: 4
5 L L = 1 = 0 se se L L * * > 0 0. Portanto, a equação 1 consste na estmatva da probabldade de partcpação do mercado de trabalho (L) em função de um conjunto de varáves (Z). Em geral, o modelo utlzado é o probt, de modo que L terá valor 1 quando o ndvíduo partcpar do mercado de trabalho, e 0, caso contráro. Já em relação à varável dependente da equação prncpal, tem-se a defnção dos saláros conforme se segue: W = β ' R + v, (2) em que R é um vetor de varáves explcatvas do saláro. Dado que somente recebem saláros os ndvíduos que fazem parte da força de trabalho, a varável W será observada somente nas stuações em que L* for maor que zero. Partndo-se do pressuposto de que u e v apresentem dstrbução normal, com médas zero e desvos-padrões σ u e σ v, com correlação gual a ρ, tem-se: E( W = β ' R W é observado) = E( W + E( v u > γ ' Z L * ) = β ' R > 0) = E( W u + ρσ λ ( α ), v u > γ ' Z em que: γ ' Z φ σ u λ ( α u ) = γ ' Z Φ σ u γ ' Z α u =, σ u em que φ é a função densdade de probabldade normal padrão e Φ, a função de dstrbução normal acumulada. A função λ (α u ) é denomnada razão nversa de Mlls e representa a varável que, segundo Heckman (1979), é utlzada como explcatva na regressão prncpal para elmnar o vés de seletvdade amostral. Logo, a partr da equação 1, a regressão pode ser representada por: W L > 0 = β ' + β λ λ ( α ) + ε. (4) R u Conforme destacou Kassouf (1997) acerca da equação 4, a estmação da equação 2 por meo do método de mínmos quadrados ordnáros é, portanto, nconsstente. A explcação para essa nconsstênca resde na omssão da varável λ (α u ), o que resulta no erro de especfcação descrto por Heckman (1979). Todava, ao trabalhar com a razão nversa de Mlls como varável explcatva adconal na regressão dos saláros, em conjunto com o vetor de varáves R, a estmatva da equação para os ndvíduos que fazem parte do mercado de trabalho resultará em coefcentes efcentes para os β. ), (3) 5
6 A razão nversa de Mlls é obtda a partr da equação 1 de modo que as estmatvas de λ (α u ) são obtdas por meo das estmatvas geradas para γ e, por fm, são utlzadas como regressores em conjunto com as varáves do vetor R. Todava, vsto que os dados desta pesqusa são orundos de um desenho amostral complexo, o procedmento de estmação em dos estágos não é aplcável. Nesse caso, a estmação das duas equações é feta, smultaneamente, por meo do método Máxma Pseudoverossmlhança (MPV) 4. De acordo com Nascmento Slva et al. (2002), esse método é comumente empregado para ajustes de modelos paramétrcos, quando se consderam o plano amostral e os pesos no processo de nferênca com dados de amostras complexas. Observa-se que os ajustes aplcados à amostra complexa não excluem o tratamento do vés de seletvdade amostral, o qual é feto pela estmação das equações de partcpação e rendmentos, porém, não mas em etapas, mas, sm, concomtantemente. Nesse contexto, Nascmento Slva et al. (2002) destacaram que o plano amostral da PNAD ncorpora todos os aspectos que defnem um plano amostral complexo, os quas são estratfcação das undades de amostragem, conglomeração 5, probabldades desguas de seleção em um ou mas estágos e ajustes dos pesos amostras para calbração com totas populaconas conhecdos. Por essas razões, esses autores enfatzaram que a realzação de trabalhos que se baseam nos dados da PNAD não pode ser fundamentada nos procedmentos usuas aplcados às amostras com observações ndependentes e dentcamente dstrbuídas (..d.). Adconalmente, afrmaram que técncas e sstemas de análse tradconas podem produzr resultados ncorretos para as estmatvas pontuas e para os respectvos desvos-padrão e níves de sgnfcânca. De acordo com Gumarães (2007), as estmatvas de ndcadores e a geração smultânea de sua varânca e desvo-padrão devem levar em conta o delneamento da amostra. Para sso, devem ser utlzadas, juntamente com os dados da PNAD, duas varáves que defnem o desenho da amostra, quas sejam, o estrato ao qual pertence o domcílo levantado e sua undade prmára de amostragem (PSU ou UPA). Nesse sentdo, um pré-requsto para se trabalhar com os dados é que os estratos possuam ao menos dos PSUs, o que atua como uma restrção. Dante da exstênca de estratos que contenham apenas uma undade prmára de amostragem, para obtenção de estmatvas, tornam-se necessáros a mplementação de procedmentos para a dentfcação desses estratos e sua agregação a estratos com maor número de observações. Tas procedmentos foram aplcados aos dados utlzados neste trabalho e estão descrtos no trabalho de Fara (2006). O método de ajuste dos modelos para correção do efeto do plano amostral (EPA), MPV, é apresentado por Pessoa e Nascmento Slva (1998). Em relação à metodologa utlzada para estmação da varânca e dos desvos-padrão, optou-se pela lnearzação de Taylor 6. Adconalmente, em relação à mensuração do EPA, optou-se por utlzar os métodos DEFF (desgn effect), desenvolvdo por Ksh (1965), e o seu conceto amplado MEFF (msspecfcaton effect). O MEFF compara a estmatva da varânca do parâmetro, obtda quando se consdera o plano amostral, com outra estmatva do mesmo modelo, mas que desconsdera as característcas de peso, conglomerado e estratfcação. Assm, quanto mas afastado estver o valor do MEFF da undade, mas ncorreta será a estmatva feta sem a consderação do plano amostral. Valor de MEFF maor que 1 ndca que a desconsderação do 4 Pessoa e Nascmento Slva (1998) apresentam uma dscussão mas detalhada acerca do método de MPV. 5 Seleção da amostra em dversos estágos, com undades compostas de amostragem. 6 Nascmento Slva et al. (2002) apresentaram uma descrção do método lnearzação de Taylor, com base em Pessoa e Nascmento Slva,e Korn e Graubard. 6
7 desenho amostral leva à subestmação da verdadera varânca, enquanto valores menores que 1 demonstram que a desconsderação do plano amostral superestma a verdadera varânca. Interpretação semelhante é aplcada ao DEFF calculado. De acordo com Lete e Nascmento Slva (2002), os procedmentos de cálculo dos métodos são dados por: Vverd ( ˆ) β DEFF =, (5) V ( ˆ) β d em que V verd é a varânca estmada ncorporando o plano amostral efetvamente utlzado, e V d, varânca estmada supondo plano amostral smples. Vverd ( ˆ) β MEFF =, (6) E verd( ) υ 0 em que υ 0 é um estmador usual e consstente da varânca do estmador sob a hpótese de observações d; Vverd é a varânca do estmador sob consderação do desenho amostral complexo; Everd (υ 0 ) é a esperança do estmador usual sob o plano amostral complexo. O procedmento analítco desta pesqusa fo realzado com o auxílo do software Stata Caracterzação dos dados Os dados utlzados na realzação deste estudo foram retrados da Pesqusa Naconal por Amostra de Domcílos PNAD, conduzda pelo Insttuto Braslero de Geografa e Estatístca IBGE, no ano de A partr desse conjunto de dados, seleconou-se uma amostra de ndvíduos do sexo masculno, com dade entre 20 e 65 anos. Essa faxa etára fo escolhda com o ntuto de analsar ndvíduos que partcpem do mercado de trabalho e, anda, que possuam algum período de experênca e estudos realzados. Com vstas em preservar o tamanho da amostra e suas nformações, não fo aplcado fltro para elmnar as observações que contnham observações faltantes, uma vez que não houve problema para gerar o modelo com tas lacunas nos dados. A amostra utlzada em todo o país, portanto, consstu de homens, dentre os quas estavam trabalhando; 5.647, não; os restantes não apresentavam nenhuma das duas opções. Em termos percentuas, do total de respostas váldas à pergunta, 94,72% dos homens fazam parte do mercado de trabalho. As varáves utlzadas estão descrtas na Tabela 1, na qual estão os valores médos e os desvos-padrões calculados para a amostra utlzada nesta pesqusa. Trata-se do conjunto das varáves consderadas em trabalhos acerca do captal humano, como aqueles menconados na revsão de lteratura. Destaca-se que estão sendo apresentadas as médas ncondconas, ou seja, valores baseados em toda a amostra. A varável que mede a renda fo formada com base na remuneração mensal recebda por cada ndvíduo como pagamento em dnhero pelo seu trabalho prncpal. O número de horas trabalhadas por semana fo multplcado por quatro, resultando no tempo de servço mensal. Assm, a renda mensal fo dvdda pelo tempo de trabalho obtdo por mês, gerando-se um rendmento horáro. Em méda, o saláro por hora trabalhada dos homens brasleros, em 2006, fo de R$ 6,06. Como varável dependente na equação de rendmento, todava, fo utlzado o 7
8 logartmo do saláro por hora, que apresentou valor médo de 0,83. Dvdndo-se entre meo urbano e rural, no prmero a renda méda por hora é de RS 6,81 e, no segundo, de R$ 2,71. Tabela 1 Descrção das varáves utlzadas, médas e desvos-padrões Varável Descrção das varáves Méda ou Desvo Proporção* padrão sal_hr Saláro (em R$) por hora de trabalho 6, , ocupd =1 se o ndvíduo está trabalhando 0, , Lnrenda Logartmo do saláro por hora de trabalho 0, , Idade Idade do ndvíduo 38, , Idade2 Idade ao quadrado 1611,975 3, Anos_est Nº de anos de estudos 8, , Anosest_st Nº de anos de estudos x stuação censtára 7, , StcenD =1 se o ndvíduo mora na zona urbana 0, , Conjuge =1 se a condção do ndvíduo na famíla é cônjuge 0, , Parente =1 se a condção do ndvíduo na famíla é parente 0, , Flho =1 se a condção do ndvíduo na famíla é flho 0, , Preto =1 se o ndvíduo é preto 0, , Amarelo =1 se o ndvíduo é amarelo 0, , Pardo =1 se o ndvíduo é pardo 0, , Indo =1 se o ndvíduo é índo 0, , Norte =1 se o ndvíduo mora na regão Norte 0, , Nordeste =1 se o ndvíduo mora na regão Nordeste 0, , Centro-oeste =1 se o ndvíduo mora na regão Centro-oeste 0, , Sul =1 se o ndvíduo mora na regão Sul 0, , Sndcato =1 se o ndvíduo é flado a algum sndcato 0, , Rendnsal_percap Valor da renda não salaral ndvdual 42, , Fonte: Resultados da pesqusa. * Dferentemente das varáves contínuas, no caso das varáves dummy, apresentam-se as proporções de ocorrênca de cada categora. Dada a amostra formada por ndvíduos com dade entre 20 e 65 anos, verfca-se que a méda de dade era de, aproxmadamente, 38 anos. Cerca de 84% dos ndvíduos resdam na zona urbana, sendo observadas dferenças de destaque entre as característcas ndvduas de acordo com a stuação censtára do domcílo. Apesar de as dades médas serem próxmas, 38,73 e 38,04 anos, na zona rural e urbana, respectvamente, observa-se que, em méda, os homens resdentes na zona rural estudaram por cerca de cnco anos, enquanto os moradores do meo urbano, por quase nove anos. Tomando-se a méda geral, constata-se que os homens brasleros possuíam cerca de 8,30 anos de estudo. Quanto à partcpação da força de trabalho, verfca-se que 98,37% e 93,95% dos homens estavam ocupados nos meos rural e urbano, respectvamente. Em vrtude das expressvas dstnções constatadas entre o meo urbano e rural, em relação à escolardade, bem como das dferenças exstentes no mercado de trabalho e na qualdade do sstema de ensno, optou-se por mensurar, comparatvamente, o efeto dos anos de estudo. Assm, ncluu-se um termo nteratvo em ambas as equações, o qual é uma combnação do número de anos de estudos com a dummy de stuação censtára, a qual terá valor 1, quando se tratar de zona urbana, e valor 0, zona rural. 8
9 Como forma de controlar algumas característcas específcas dos ndvíduos, foram nserdas varáves bnáras no modelo, além da stuação censtára. Para a regão, cuja categora base é o Sudeste, observa-se que a maor concentração geográfca ocorreu na regão Sudeste, seguda pelo Nordeste, Sul, Norte e Centro-Oeste, respectvamente. No que dz respeto a cor ou raça, cuja categora base é branco, a maor parte dos homens era branca, segundo-se pelos ndvíduos pardos, pretos, amarelos e índos, respectvamente. Fnalmente, em relação à condção do ndvíduo em seu domcílo, a maora dos homens era defnda na categora base, chefe de famíla, segundo-se pelos flhos, cônjuges e parentes. Na equação de partcpação do mercado de trabalho, utlzou-se uma varável para controlar o rendmento orundo de outras fontes dferentes do saláro. Portanto, a varável rendnsal_percap representa o somatóro das seguntes fontes de renda: aposentadora, pensão, aluguel, abono, poupança e doações, calculado para cada ndvíduo. O valor agregado dessas fontes de renda para cada ndvíduo era, em méda, de R$ 42,91. Por sua vez, na regressão de rendmentos consdera-se o efeto que a flação a determnado sndcato pode apresentar sobre os rendmentos do trabalhador. Aproxmadamente, 20% dos ndvíduos eram flados a alguma organzação sndcal. 4. Resultados e dscussão De acordo com o procedmento utlzado, uma breve análse da equação de partcpação da força de trabalho precede a análse central da pesqusa. Em seguda, a regressão de rendmentos é apresentada, com enfoque na avalação dos efetos da escolardade Partcpação no mercado de trabalho A estmatva da equação de partcpação no mercado de trabalho gerou os coefcentes apresentados na Tabela 2, na qual estão, também, os desvos-padrões, obtdos por lnearzação de Taylor. A varável dependente é bnára, terá valor 1 quando o ndvíduo partcpar do mercado de trabalho, e 0, caso contráro. Os termos referentes à dade, ambos sgnfcatvos, demonstram que, à medda que a dade se eleva, há tendênca ncal de aumento na probabldade de que o ndvíduo esteja ocupado, até uma dade em que essa probabldade é máxma. A partr desse ponto, o envelhecmento passa a resultar em dmnução na probabldade de que o homem faça parte do mercado de trabalho. Quanto à escolardade, constata-se que o efeto de anos adconas de estudo é postvo sobre a probabldade de que o ndvíduo esteja ocupado, somente para a zona urbana. Todava, no meo rural, o efeto de anos adconas de estudo sobre a probabldade de que os homens consgam fazer parte da força de trabalho é contráro, de modo que um maor número de anos dedcados aos estudos afasta o ndvíduo da força de trabalho. Uma possível explcação para esta constatação resde na dferença de exgêncas acerca da qualfcação do trabalhador. No meo rural, há maor número de atvdades que requerem baxos níves de qualfcação, nclusve de funções que não requerem nenhum nível mínmo de estudo. Adconalmente, observam-se, no meo urbano, maor nível de exgênca de qualfcação, trenamento e escolardade. Trata-se de fatores que podem levar à exclusão de trabalhadores mas qualfcados na zona rural, bem como à redução dos trabalhadores menos qualfcados na zona urbana. Já em relação à localzação do domcílo, nota-se que o fato de o ndvíduo resdr em área urbana reduz as suas chances de estar ocupados. A regão Nordeste não apresentou coefcente 9
10 sgnfcatvo; com sso, não há dferença relevante com relação aos moradores da regão Sudeste, categora base. Entretanto, o fato de o ndvíduo resdr nas regões Centro-Oeste, Norte e Sul tnham eleva as chances de que eles estejam trabalhando, comparatvamente aos do Sudeste. Tabela 2 Coefcentes estmados para a equação de partcpação no mercado de trabalho Varável Coefcente Desvo padrão Constante 1, , *** Idade 0, , *** Idade2-0, , *** anos_est -0, , *** anos_est_st 0, , *** stcend -0, ,06058 *** Conjuge -0, , *** Parente -0, , *** Flho -0, , *** Preto -0, , *** Pardo -0, , *** Amarelo -0, , ns Indo 0, , ns Norte 0, , *** Nordeste -0, , ns Centro-oeste 0, , *** Sul 0, , *** rendnsal_percap -0, , *** Fonte: Resultados da pesqusa. *** Denota 1% de sgnfcânca. ns: Não-sgnfcatvo a 10% de sgnfcânca. Em relação à condção do homem em seu domcílo, a categora base dos chefes de famíla é aquela em que os ndvíduos têm maor probabldade de estarem ocupados. No que dz respeto à dscrmnação do mercado de trabalho com base na raça, comparando-se com os brancos, os homens que se declararam pretos e pardos apresentavam as menores chances de estarem empregados. Os ndvíduos que se declararam amarelos ou índos não tnham, estatstcamente, probabldades dstntas de estarem no mercado de trabalho, com relação aos homens brancos. Por fm, a varável representatva da renda provenente de fontes não salaras mostrou-se sgnfcatva e com o snal esperado, para o efeto sobre a ocupação do ndvíduo. Constata-se que quanto maores esses rendmentos, menores são as chances de que o homem partcpe do mercado de trabalho Equação de rendmentos Os coefcentes estmados para a regressão de rendmentos estão apresentados na Tabela 3. Incalmente, ratfca-se a necessdade do processo de seleção amostral, vsto que a varável lambda, da equação 2, que é o nverso da razão de Mlls, fo sgnfcatva. Portanto, a nclusão 10
11 dessa varável na equação de rendmentos é necessára para a correção do vés de seletvdade amostral. Adconalmente, o fato de o lambda possur snal postvo ndca que os fatores não observados que aumentam a probabldade de partcpação do mercado de trabalho, também aumentam os rendmentos salaras. Nesse caso, é possível conclur que o uso de métodos tradconas de estmação do logartmo das taxas salaras horáras para toda a amostra, utlzando somente a amostra de homens que trabalham, resulta, em valor absoluto, em uma estmatva negatvamente vesada do verdadero efeto. Tabela 3 Coefcentes estmados para a equação de rendmentos Varável Coefcente Desvo padrão Constante -3, , *** Idade 0, , *** dade2-0, , *** anos_est 0, , *** anos_est_st 0, , *** stcend 0, , *** Conjuge -0, , *** Parente -0, , *** Flho -1, , *** Preto -0, , *** Pardo -0, , *** Amarelo 0, , *** Indo -0, , ns Norte -0, , *** Nordeste -0, , *** Centro-oeste 0, , *** Sul -0, , *** Sndcato 0, , *** Lambda 0, , *** Fonte: Resultados da pesqusa. *** Denota 1% de sgnfcânca; ns: não-sgnfcatvo. Com relação ao efeto da dade, observa-se que os saláros tnham comportamento semelhante ao da probabldade de o ndvíduo estar ocupado. Assm como observado na equação de partcpação, a partr dos 20 anos de dade, nota-se tendênca de aumento na remuneração do ndvíduo até um ponto máxmo, a partr do qual o rendmento apresenta trajetóra descendente. No que dz respeto à localzação regonal, houve dferenças estatstcamente sgnfcatvas entre os rendmentos auferdos em todas as regões. Com base no rendmento do trabalhador da regão Sudeste, somente o nível salaral observado na regão Centro-Oeste fo superor. As regões Nordeste, Sul e Norte apresentaram níves salaras menores que os da regão Sudeste. Ademas, conforme esperado a pror, o fato de o trabalhador ser flado a determnado sndcato é um fator que contrbu, postvamente, para elevar o seu nível salaral. Apesar de os resdentes na zona rural possuírem maor probabldade de estarem no mercado de trabalho, sua remuneração é estatstcamente nferor à dos moradores das zonas 11
12 urbanas. Nesse ponto, é nteressante destacar que a expressva superordade do tempo médo de escolardade na zona urbana é um possível aspecto relevante para explcar a dstnção salaral. Nesse contexto, em relação ao efeto da escolardade, foco do presente estudo, observa-se que há efeto postvo de anos adconas de estudo sobre os rendmentos dos ndvíduos. Para os trabalhadores do meo urbano, em méda, a cada ano a mas de estudo tem-se um aumento aproxmado de 13,73% nos saláros recebdos por hora. Por sua vez, o trabalhador da zona rural que possu um ano a mas de estudo, tem um saláro horáro superor em cerca de 7,63%. Ressalta-se que esses efetos são condconas, ou seja, representam o ganho salaral decorrente de um ano adconal de estudo para os ndvíduos que estejam atuando no mercado de trabalho. Algumas consderações relevantes acerca da dferença verfcada entre os efetos devem ser realzadas. Prmeramente, não está sendo avalada a questão da qualdade da educação, e um fato natural que ndvíduos com o mesmo tempo de estudo tenham adqurdo níves de conhecmento bastante dferentes, em função da qualdade do ensno. A despeto das característcas já nerentes aos estudantes, como habldade e ntelgênca, há dversos fatores, como qualfcação e nteresse dos professores, qualdade do materal ddátco, nfra-estrutura e ambente escolares e domclares, entre outros, que nterferem na resposta dos ndvíduos ao ensno. Na maora das vezes, esses são aspectos que representam dfculdades e lmtações à melhora da qualdade educaconal na zona rural. Ademas, no meo rural é comum que as cranças dvdam o seu tempo entre estudo e trabalho, o que prejudca o seu rendmento e reflete na sua qualfcação profssonal. Portanto, o dferencal no mpacto dos anos de estudo nas taxas salaras reflete, em parte, uma sgnfcatva dferença estrutural. Há dferenças notóras, também, no mercado de trabalho e nos saláros, nas zonas urbana e rural. Em geral, a mão-de-obra desqualfcada tem a remuneração defnda com base no saláro mínmo e não há varações expressvas em torno desse valor. Dessa forma, os trabalhadores do meo rural têm o saláro mas rígdo, enquanto no meo urbano há maor varedade de atvdades, bem como maor complexdade. A qualfcação dos trabalhadores é um fator dferencal relevante e que se reflete na formação salaral, de modo a flexblzar os ordenados, contraramente ao que ocorre com a rgdez em torno do saláro mínmo da mão-de-obra desqualfcada. Com sso, a remuneração dos trabalhadores da zona urbana é superor. Ademas, os custos de vda nferores na zona rural permtem que os trabalhadores sobrevvam com menores níves de renda. Dados esses resultados, observa-se que os ndvíduos resdentes no meo urbano possuem maores ncentvos à realzação de nvestmentos que envolvem os estudos. No meo rural, não fo dentfcada resposta postva à escolardade em termos de probabldade de partcpar do mercado de trabalho, além de a resposta salaral aos estudos ter sdo expressvamente nferor à do meo urbano. Com sso, os homens do meo rural com maor nível de escolardade não têm estímulo para permanecerem nesse setor, sendo levados a procurar empregos nas cdades, em busca de maor compensação pelas suas qualfcações adqurdas. As taxas de retorno de 7,63% e 13,73% são útes em uma comparação com possíves nvestmentos alternatvos, como forma de dreconar os recursos para as opções mas efcentes. Ademas, deve-se atentar para o fato de que não estão sendo mensurados efetos socas que advêm da elevação da escolardade, o que é capaz de elevar anda mas a resposta postva à educação. Os resultados são coerentes com os encontrados por Kassouf (1997), apesar da dferença na consderação de amostra complexa. Essa autora dentfcou superordade na resposta salaral à educação no meo urbano, tanto para homens como para mulheres. Em termos de valores, contudo, os retornos calculados na presente pesqusa encontram-se em patamares nferores aos dos trabalhos menconados na revsão de lteratura. Destarte as dferenças metodológcas, nota-se 12
13 redução nos retornos à educação ao longo do tempo. Contudo, certamente devem ser consderados os efetos gerados por metodologas dstntas sobre os resultados. Nesse contexto, torna-se relevante destacar as dferenças entre os resultados desta pesqusa com os que se formaram a partr da desconsderação do plano amostral complexo. Nesse sentdo, na Tabela 4 apresentam-se os valores estmados do efeto plano amostral (EPA) pelos métodos DEFF e MEFF. Constata-se que, para todas as varáves, caso não fosse consderado o desenho complexo da amostra, a varânca e o desvo-padrão estaram subestmados. Portanto, a realzação de testes estatístcos podera levar à avalação de determnado coefcente como sgnfcatvo, equvocadamente. Os maores equívocos envolveram a dummy de stuação censtára, a varável nteratva de anos de estudo com stuação censtára, a dummy para a regão Nordeste e o coefcente da escolardade. Com sso, ratfca-se que a ncorporação do desenho amostral complexo é necessára para a correta avalação dos efetos da escolardade sobre os rendmentos. Tabela 4 Efeto do Plano Amostral equação de rendmentos Varável DEFF MEFF Idade 1, ,3494 Idade2 1, ,3971 anos_est 6, ,54892 anos_est_st 10, ,3787 stcend 16, ,2914 Conjuge 2,4631 2,19225 Parente 1, ,48134 Flho 1, ,63288 Preto 2, ,65875 Pardo 4, ,3277 Amarelo 2, ,82848 Indo 2, ,84326 Norte 11,1919 6,98913 Nordeste 7, ,07496 Centro-oeste 5,6731 3,86738 Sul 6, ,52307 Sndcato 3, ,43898 Fonte: Resultados da pesqusa. 5. Conclusões Prmeramente, como aspecto relevante desta pesqusa destaca-se a mportânca de consderação do desenho amostral complexo para gerar estmatvas no ponto e erros-padrões calculados corretamente. A expressvdade dos valores de DEFF e MEFF, para grande parte das varáves, fo um resultado que chamou atenção, o que ndca um camnho que, necessaramente, deve ser segudo pelos novos estudos baseados no banco de dados da PNAD. Especfcamente em relação aos resultados, verfcou-se que as questões de cor, condção do ndvíduo na famíla e localzação geográfca nterferem na formação dos padrões salaras. Já em relação à escolardade, os resultados corroboraram com outras pesqusas, como a de Kassouf 13
14 (1994), Lourero e Galrão (2001), nas quas os retornos salaras dos trabalhadores do meo urbano foram superores aos do meo rural. A dferença entre os retornos salaras mostra que há uma lacuna entre o ensno no meo rural e no meo urbano. Indvíduos com as mesmas característcas de dade, cor, regão e escolardade possuem retornos salaras a um ano adconal de estudo dferentes pelo fato de morarem no meo urbano ou rural. A baxa qualfcação da mão-de-obra rural resulta em rgdez salaral, dado que os valores das remunerações stuam-se em torno do saláro mínmo. Entretanto, a qualfcação dos profssonas do meo urbano resulta em saláros sgnfcatvamente superores e varáves. Isto mostra que as produtvdades dos dos são dstntas e, como a produtvdade reflete os conhecmentos e a qualfcação, constata-se uma dferença entre a qualdade do ensno. Dado retorno salaral à educação nferor no meo rural, possvelmente, a tendênca de os trabalhadores mas qualfcados mgrarem do campo para as cdades permanece, e os estímulos aos estudos no meo rural tendem a se manter nferores aos do meo urbano. Portanto, essa dferença somente se alterara com alguma ntervenção, a qual podera ser por meo de melhora da qualdade do ensno no meo rural, o que elevara a produtvdade dos trabalhadores e, consequentemente, sua remuneração. Dante do contexto de acelerada evolução tecnológca, os estudos tornam-se anda mas mportantes. Paralelamente, a tendênca à produção de bens e servços de maor valor agregado é mas um aspecto que leva as empresas a buscarem profssonas mas qualfcados, em detrmento dos de lmtada capacdade. Em geral, são requerdos conhecmentos específcos para que o trabalhador tenha a capacdade requerda para ldar com essas novas tecnologas, o que torna a educação anda mas mportante. Por fm, observa-se que aumentos na remuneração do trabalhador rural, gerados por melhores condções do ensno, ajudaram a reduzr a desgualdade de renda entre o meo urbano e o rural. 14
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