2º Prêmio Construindo a Igualdade de Gênero - CNPq

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2º PRÊMIO CONSTRUINDO A IGUALDADE DE GÊNERO 8 da esposa ser a principal provedora é maior que em casais em que os dois se consideram brancos. Possuir o marido como pensionista ou aposentado também aumenta a probabilidade da esposa ser a provedora, após controladas pelas demais variáveis do modelo. Rendimentos médios, por sexo do provedor principal do casa l, segundo renda de todos os trabalhos. Brasil Urbano, 2004 ANÁLISE DOS RENDIMENTOS A análise descritiva dos rendimentos médios para esposas e maridos em famílias com duplo rendimento do casal, demonstrados na Tabela , indica que o rendimento mensal do trabalho principal da esposa provedora era 6 % maior que de seu marido, ao passo que a renda do marido provedor era 6 % maior que a renda de sua esposa. O rendimento do marido provedor era ainda 7% maior que da esposa provedora. Como o número médio de horas trabalhadas da esposa provedora ( 0 horas) é menor que do seu marido ( horas) e do marido provedor ( 6 horas), analisou-se também os rendimentos por hora trabalhada. Observa-se, que o salário-hora da esposa provedora continua 6 % maior que de seu marido e que o marido provedor possui um salário-hora 00% maior que de sua esposa (a esposa co-provedora possuía salário-hora ainda menor do que o do marido co-provedor). O salário-hora do marido provedor era aproximadamente % maior que o da esposa provedora. Tabela 3 Famílias com esposas provedoras (E/M)-1 Famílias com maridos provedores (M/E)-1 Total das famílias (M/E)-1 Rendimento mensal de todos os trabalhos - Esposa (E) 1,071.7 72% 461.0 171% 662.6 70% Rendimento mensal de todos os trabalhos - Marido (M) 623.3 1,249.7 1,125.7 Rendimento mensal do trabalho principal - Esposa (E) 985.2 62% 446.8 163% 634.2 68% Rendimento mensal do trabalho principal - Marido (M) 607.8 1,174.3 1,067.0 Horas trabalhadas * - Esposa (E) 39.8 -6% 34.9 33% 37.2 22% Horas trabalhadas * - Marido (M) 42.2 46.4 45.5 Rendimento/hora** - Esposa (E) 6.8 62% 3.6 100% 4.8 39% Rendimento/hora** - Marido (M) 4.2 7.2 6.6 Rendimento mensal total - Esposa (E) 1,121.9 56% 463.7 183% 697.7 71% Rendimento mensal total - Marido (M) Fonte dos dados básicos: PNAD 2004 - IBGE * Número de horas trabalhadas no trabalho principal na semana de ** f [Rendimento ê i Mensal do Trabalho Principal /(Horas 718.2 1,311.8 1,192.6 S i *4)] Tabela 4 Principais resultados da decomposição da diferença no log do salário do principal de maridos e esposas provedoras de casais com duplo rendimento do trabalho, Brasil Urbano, 2004 Diferença no log do salário 0.13 Parte não Parte Contribuição para a diferença explicada explicada Total Idade 0.19 0.08 0.27 idade^2 -0.03 -0.08 -0.10 cor 0.01 0.00 0.01 Grupos ocupacionais 0.03 -0.05 -0.02 Regiões 0.00 0.01 0.02 Educ_47 0.02 0.02 0.04 Educ_811 -0.01 0.00 0.00 Educ_1214 0.01 -0.04 -0.03 Educ_15 0.01 -0.15 -0.14 Horas trabalhadas -0.36 0.04 -0.32 Constante* 0.40 0.40 Total 0.29 -0.15 0.13 % Fonte dos dados básicos: PNAD 2004 - IBGE 117% -17% 1.00 * Termo constante obtido nas regressões, relacionado com a parte não explicada da decomposição
8 2º PRÊMIO CONSTRUINDO A IGUALDADE DE GÊNERO ESPOSAS E MARIDOS PROVEDORES: A DECOMPOSIÇÃO DA DIFERENÇA DOS RENDIMENTOS O modelo de regressão de Mínimos Quadrados Ordinários para equações salariais foi utilizado na decomposição dos diferenciais de rendimentos de maridos e esposas provedores, efetuada pelo método de Oaxaca, largamente utilizado nos estudos que procuram medir a discriminação no mercado de trabalho (Leme e Wajnman, 00 ). Esta metodologia permite verificar quanto da diferença salarial se explica pelas diferenças observáveis entre dois grupos de indivíduos e a diferenças não observáveis, ou não explicáveis, comumente atribuídas à discriminação. O componente explicado da decomposição salarial é definido pelas diferenças médias nas características pessoais dos indivíduos, definidas pelas variáveis de controle determinadas para uma dada equação salarial. O componente não explicado, por sua vez, é definido pelas diferenças nos coeficientes estimados, mesmo após controlar pelas características observáveis dos indivíduos, indicando a parcela do diferencial resultante da discriminação sofrida no mercado de trabalho. Alguns autores, entretanto, chamam a atenção para o fato de que qualquer variável de controle importante, não incluída no modelo, também afetará os coeficientes da equação salarial, afetando assim, o componente não explicado da decomposição efetuada. Da mesma forma, a discriminação sofrida pelas pessoas pode definir as características observáveis dos indivíduos, como, por exemplo, a ocupação de postos no mercado de trabalho menos qualificados, não sendo, assim, captada pelo componente não explicado da decomposição (Altonji e Blank, 999). A diferença salarial, neste trabalho, é medida através do log do rendimento médio mensal do trabalho principal de maridos e esposas provedoras. O conceito de provedor, então, passa a ser o do cônjuge que possui a maior renda do trabalho principal. As variáveis explicativas incluem o número de horas semanais trabalhadas no trabalho principal, a idade do provedor, a idade ao quadrado , variável dummy para cor/raça (branco= ), 9 dummies para grupos ocupacionais (categoria de referência: Trabalhadores dos Serviços), dummies para a região do país em que se encontram (categoria de referência: Sudeste) e 5 dummies para grupos de anos de estudo (categoria de referência: 0 a anos de estudo). A Tabela traz os principais resultados da decomposição. Eles indicam que, se dependesse das características observáveis entre homens e mulheres, especificadas pelas variáveis dependentes do modelo da equação salarial, o log dos salários dos maridos provedores seriam inferiores aos das esposas provedoras em aproximadamente 7%, devido, principalmente à maior escolaridade das mulheres, notadamente do grupo de escolaridade de 5 e mais anos de estudo. No entanto, características não observáveis, dentre as quais a existência de discriminação do mercado de trabalho em favor dos homens, mais do que compensam a diferença em favor das mulheres, reduzindo os rendimentos destas relativamente aos dos homens, em % . Em contraste com o total de esposas e maridos (e não apenas os provedores), a decomposição revela que a parte explicada é favorável aos homens, sobretudo pelo maior número de horas trabalhadas (bem maior que entre esposas e maridos provedores). A escolaridade ainda prioriza as mulheres, mas perde relevância frente a diferença no número de horas trabalhadas. CONSIDERAÇÕES FINAIS E AGENDA DE ESTUDOS SUBSEQÜENTES Com base nos dados da PNAD de 00 , verificamos que, entre as famílias com casais com duplo rendimento do trabalho, aquelas nas quais as esposas são as provedoras principais perfaziam 7% (contra uma média de 0 a 5%, indicado pela literatura internacional, em países desenvolvidos) (Crompton & Geran, 995; US Bureau Of Statisctics, 005; Winkler et.al. 005). Os rendimentos das esposas provedoras, quando analisados através dos rendimentos totais, do trabalho ou salário-hora dos cônjuges, eram menores que os dos maridos provedores. Estas mulheres não só possuíam rendimentos maiores que a média das outras esposas (as Para formalização da decomposição salarial pelo método utilizado, ver Altonji e Blank, 999. Os coeficientes dos termos idade e idade ao quadrado, positivo e negativo, respectivamente, indicam a concavidade da curva de rendimento observado. Ela indica que os ganhos nos rendimentos tendem a ser decrescentes com a idade. Os rendimentos médios das esposas e maridos provedores são R$ 0 ,00 e R$ 55,00, respectivamente, e diferem daqueles descritos anteriormente, devido ao novo critério de provedor aqui assumido.
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