SALÁRIO DE RESERVA E DURAÇÃO DO DESEMPREGO NO BRASIL: UMA ANÁLISE COM DADOS DA PESQUISA DE PADRÃO DE VIDA DO IBGE

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1 SALÁRIO DE RESERVA E DURAÇÃO DO DESEMPREGO NO BRASIL: UMA ANÁLISE COM DADOS DA PESQUISA DE PADRÃO DE VIDA DO IBGE Vctor Hugo de Olvera José Ramundo Carvalho Resumo O objetvo do presente estudo é o de analsar os prncpas determnantes do saláro de reserva e da duração do desemprego, utlzando como evdênca a base de dados da Pesqusa de Padrão de Vda do IBGE ( ). Para tanto, duas metodologas econométrcas são utlzadas. Na análse de saláro de reserva, estmase uma equação de saláros, cujo prncpal determnante utlzado é a duração do desemprego. A estmação utlza mínmos quadrados em dos estágos para atenuar o vés de smultanedade presente. Os resultados mostram que a duração do desemprego afeta negatvamente o saláro de reserva do trabalhador. Esse resultado está de acordo com a evdênca empírca nternaconal. Na análse de duração, estma-se a função rsco empírca a partr dos modelos de Rsco Proporconal e Proporconal de Cox, com e sem heterogenedade não-observada. Os parâmetros estmados possuem os snas usuas, com exceção da dummy para sexo. O rsco de sar do desemprego é monotoncamente crescente ncalmente, e, após a nclusão de heterogenedade não observada, passa a apresentar um perfl não-monotônco. Esses resultados oferecem uma perspectva nova para tentar entender as mudanças ocorrdas no mercado de trabalho braslero durante a década de 90. Palavras-chave: Saláro de Reserva, Duração do Desemprego, Brasl. Abstract The objectve of ths study s to analyze the man determnants of reservaton wages and unemployment duraton usng as emprcal evdence the PPV - Pesqusa de Padrão de Vda from IBGE ( ). For ths purpose, two econometrc methodologes are used. For reservaton wages, we estmate a tradtonal wage regresson model whose man determnant used was unemployment duraton. In order to attenuate smultanety bas, two-stage regressons are used. The results show that unemployment duraton negatvely affects the workers reservaton wages. Ths corroborates nternatonal evdence. Regardng the analyss of duraton, we estmate proportonal hazards models, wth and wthout unobserved heterogenety. The estmated parameters have the usual sgnals, except for the dummy for sex. The rsk of leavng unemployment rases ntally, and then, after ncludng unobserved heterogenety, shows a non-monotonc profle. These results offer a new perspectve to try to understand the changes that have occurred n the Brazlan labor market durng the 90 s. Keywords: Reservaton Wage, Unemployment Duraton, Brazl. JEL Classfcaton: J64 Área 1: Economa do Trabalho Mestre em Economa, CAEN/UFC; Professor do CAEN/UFC;

2 SALÁRIO DE RESERVA E DURAÇÃO DO DESEMPREGO NO BRASIL: UMA ANÁLISE COM DADOS DA PESQUISA DE PADRÃO DE VIDA DO IBGE 1 INTRODUÇÃO O bem-estar do trabalhador está seguramente mas assocado ao seu tempo de permanênca no estado de desemprego do que pelo fato dele ser um desempregado (KIEFER, 1988). Nas últmas duas décadas, a lteratura econômca tem se dedcado a estudar e entender o fenômeno do desemprego em termos da atvdade de busca por emprego realzada pelo trabalhador. A mportânca deste tema resde justamente em observar o comportamento do ndvíduo ao longo do período de busca, e como seu bem-estar pode ser afetado com o prolongamento do estado de desemprego em que se encontra. Segundo Barros, Camargo e Mendonça (1997), o conhecmento da estrutura do desemprego permte dentfcar que tpo de trabalhador está menos propenso a sar do estado de desemprego. Além de ser vtal para o gerencamento e análse dos mpactos do programa de seguro-desemprego. Portanto, o objetvo do presente estudo é o de analsar o desemprego por meo da busca por emprego exercda pelo trabalhador no curto prazo. Para tanto, utlzou-se a Pesqusa de Padrão de Vda (PPV), do Insttuto Braslero de Geografa e Estatístca (IBGE), realzada no período de 1996 a Essa pesqusa contém nformações específcas para a atvdade de busca por emprego, prncpalmente sobre sua duração e o valor do saláro de reserva do ndvíduo. Vale ressaltar que na lteratura naconal não há estudos que abordam a busca por emprego utlzando tal base de dados. A busca por emprego é analsada sob dos aspectos já bastante debatdos na lteratura, quas sejam: os determnantes do saláro de reserva e da duração do desemprego. Devne e Kefer (1991) e Ecksten e van den Berg (003) apresentam uma extensa revsão da lteratura sobre estes dos tópcos, abordando aspectos teórcos e empírcos. Rogerson, Shmer e Wrght (004) apresentam uma revsão teórca sobre o modelo estrutural de busca por emprego, analsando extensões como ntensdade de busca, turnover, busca enquanto empregado, barganha e etc. com aplcações em equlíbro parcal e geral. Já van den Berg (001) apresenta uma extensa revsão sobre modelos de duração. A metodologa econométrca parte de duas análses: na prmera, realza-se uma nvestgação a respeto dos determnantes do saláro de reserva. Sua análse parte da estmação de uma equação de saláro, cujo prncpal determnante observado é a duração do desemprego. A estmação utlza mínmos quadrados em dos estágos, pos suspeta-se da presença de smultanedade entre essas duas varáves. Essa smultanedade é analsada em dversos estudos como Jones (1988), e mas recente Addson, Centeno e Portugal (004). Na segunda análse, tenta-se nvestgar os fatores que afetam o rsco do trabalhador de dexar o estado de desemprego em que se encontra, recorrendo-se aos modelos de rsco proporconal. Essa forma de analsar a duração do desemprego fo proposta ncalmente por Lancaster (1979) e Nckell (1979). Vale ressaltar que dversos outros estudos têm se valdo não somente dos modelos paramétrcos [Lancaster (1979), Mofftt (1985), e mas recente Addson, Centeno e Portugal (004)], mas também dos modelos semparamétrcos [Carroll (004) e Kupets (005)] e não paramétrcos [Heckman e Snger (1984) e Horowtz (1999)] na busca de uma maor robustez dos resultados. Apesar do avanço da lteratura nternaconal em estudos sobre a busca por emprego, naconalmente este tema tem sdo pouco abordado. Em relação a saláro de reserva não há estudos aplcados, muto provavelmente, devdo à escassez de nformações. Porém, alguns poucos estudos sobre duração do desemprego têm sdo realzados no Brasl, prncpalmente utlzando a Pesqusa Mensal de Empregos (PME) do IBGE. Bvar (1993) fo o estudo ponero na análse de duração do desemprego no Brasl (PENIDO e MACHADO, 00). Estudos como Menezes-Flho e Pcchett (000) e Pendo e Machado (00) têm aplcado os modelos de rsco proporconal utlzando a base de dados da PME. Avelno (001) nvestga os determnantes da duração do desemprego de longo prazo utlzando métodos paramétrcos, semparamétrcos 1

3 e não-paramétrcos, nclusve na presença de múltplas durações e regressores que varam no tempo. Já Abras e De Felíco (005) tentam mostrar a ausênca de dependênca na duração do desemprego para o Brasl. O presente estudo está assm estruturado: a Seção 1 é dedcada à ntrodução do estudo, já apresentada; a Seção compreende os aspectos teórcos e empírcos sobre a busca por emprego; a Seção 3 detalha a amostra de dados; a Seção 4 descreve os modelos econométrcos aplcados; a Seção 5 apresenta os resultados empírcos, seguda da conclusão na Seção 6. ASPECTOS TEÓRICOS DA BUSCA POR EMPREGO Um dos prmeros modelos de busca seqüencal fo descrto por McCall (1970). Esse modelo supõe que o trabalhador maxmza E β t y, onde y t é a renda no período t, β ( 0,1) é o fator de desconto e =0 t t E denota a expectatva do ndvíduo. A renda é y = w, quando o trabalhador estver empregado, e y = b se o mesmo estver desempregado. A teora da busca por emprego assoca w, respectvamente, ao saláro do trabalhador recebdo enquanto empregado, e b ao valor fxo de renda recebdo durante o estado desemprego (seguro-desemprego). Também, supõe-se que a cada período de desemprego, o trabalhador recebe uma oferta de emprego consstndo de um saláro w e decde se a aceta, ou se a rejeta. O trabalhador, ao acetar a oferta de emprego, espera assegurá-la por um longo período de tempo (nfntamente), onde o valor presente descontado da renda recebda a cada período futuro é w 1 β. Esse é o * valor da utldade do trabalhador no estado de emprego. No problema de maxmzação, o termo V é tomado como a expectatva do valor presente da renda futura descontado ao entrar no mercado de trabalho, β EV u ( w). Esse valor não depende de quando o ndvíduo entrará no mercado de trabalho, nem da duração do seu estado de desemprego, mas dependerá da dstrbução de saláro ofertado F ( w). Na stuação de desemprego, o valor de utldade esperada, ao rejetar a oferta salaral, é a soma do benefíco recebdo naquele período de desemprego e do valor esperado da renda futura ao acetar uma determnada oferta de saláro. A estratéga ótma para o trabalhador é a de escolher o prmero saláro r r ofertado que seja maor do que w, e rejetar todas as outras que sejam menor do que w. Vsto que a renda líquda enquanto desempregado é uma constante, b, as ofertas salaras são ndependentes e dentcamente dstrbuídas com F ( w) e taxa nstantânea de oferta salaral ( δ ) conhecdas pelo trabalhador, e nvaráves no u tempo. Então a expectatva do valor presente da utldade na stuação de desemprego sob tas suposções, V, será uma constante ao longo da duração. Esse valor esperado é expresso da segunte forma: ( ) = + ( ) B u w V w max, b β V w dw (1) 1 β 0 O prmero termo é o valor presente do saláro aceto pelo trabalhador, e o segundo termo é o benefíco recebdo enquanto desempregado mas o valor esperado de um saláro w [ 0, B] ofertado, e aceto futuramente. Desta forma, em equlíbro parcal, o saláro de reserva w r é defndo como um valor de equlíbro, e guala-se ao custo margnal de contnuar a busca por emprego por mas um período ao benefíco r margnal esperado de realzar a busca por mas um período quando w > w. w r = b + β r ( w w ) df( w ) r w Assocada à atvdade de busca por emprego está a duração do desemprego. Essa duração é o tempo que o trabalhador leva até acetar uma oferta salaral, realzando assm a transção do estado de desemprego para o emprego. No entanto, não há uma teora econômca formalzada em relação à duração do desemprego. Contudo, a teora estatístca desenvolveu a análse de duração por meo das funções rsco e sobrevvênca. Tomando T como a duração de um período completo de desemprego com uma função de dstrbução cumulatva F () t, e função densdade f () t, tem-se a segunte expressão: ()

4 Pr[ t < T < t + h T > t] f () t λ = lm = h 0 h S() t Sendo que o termo F () t = S() t duração completa no ntervalo [ t t + h) 1 é chamado de função sobrevvênca. Ou seja, é a probabldade de uma, dado que T > t, assumndo que h 0. Desta forma, a equação (3) é chamada de função rsco. A função rsco é justamente a razão entre a função densdade da duração do desemprego e a função sobrevvênca. Essa é a taxa nstantânea de mudança de um estado (desemprego) que durou T períodos para outro (emprego), tomando h períodos à frente. Portanto, de acordo com a estrutura da atvdade de busca por emprego chega-se a duas equações fundamentas: a prmera é a equação () que expressa o saláro de reserva do trabalhador enquanto desempregado, e a segunda é a equação (3) que expressa a função rsco do trabalhador no estado de desemprego. Sobre essas duas equações são aplcadas abordagens econométrcas que têm por objetvo explcar alguns aspectos do desemprego de curto prazo (com duração máxma de 1 meses) no Brasl. 3 AMOSTRA DE DADOS A amostra dsponível consste de nformações ndvduas coletadas na Pesqusa de Padrão de Vda (PPV), do Insttuto Braslero de Geografa e Estatístca (IBGE). Essa pesqusa fo realzada somente durante o período de nas regões Nordeste e Sudeste do Brasl. A pesqusa abrange as regões metropoltanas das prncpas captas (Fortaleza, Recfe, Salvador, Belo Horzonte, Ro de Janero e São Paulo), e as áreas urbanas e ruras do nteror de cada regão geográfca consderada na amostra. No Quadro 1, abaxo, estão lstadas as varáves de característcas dos ndvíduos, dos domcílos, e da atvdade de busca por emprego. Quadro 1: Lsta de Varáves da Amostra Característcas Indvduas e do Domcílo SX Sexo ID Idade em anos completos EC Estado cvl CDOM Condção no domcílo EDUC Número de anos de estudos COR Cor ou raça TDOM Tamanho do domcílo REG Regão geográfca de localzação do domcílo URB Localzação urbana ou rural do domcílo YDOM Renda do domcílo de todas as fontes Característcas da Atvdade de Busca por Emprego RB1 Indvíduo que procurou por emprego nos últmos 1 meses RB30 Indvíduo que procurou por emprego nos últmos 30 das MB Motvo a que levou o ndvíduo a realzar a busca T Duração em semanas da atvdade de busca SB Setor de atvdade em que a busca fo realzada AB Atvdade em que a busca fo realzada SUC Sucesso na atvdade de busca (encontrou o emprego) WR Menor valor a que estara dsposto a trabalhar WU Últmo saláro bruto recebdo pelo ndvíduo F Duração em semanas do emprego nos últmos 1 meses Nota: Varáves obtdas na PPV. O trabalho realzado sobre os dados da PPV fo o de obter uma sub-amostra a partr do cruzamento de nformações dos ndvíduos, dos respectvos domcílos, e da atvdade de busca por emprego realzada pelo ndvíduo. Para fns do estudo ora proposto, a amostra seleconada restrngu-se aos ndvíduos que realzaram a atvdade de busca durante o período de referênca, e que reportaram o valor mínmo de rendmento a que estaram dspostos a trabalhar (saláro de reserva). A amostra consta de 733 observações, 3 (3)

5 envolvendo ndvíduos que realzaram a atvdade de busca por emprego pelos seguntes motvos: desemprego, substtução do atual emprego, e complementaredade. Para maores detalhes a respeto das varáves descrtas acma, basta observar as estatístcas descrtvas nas Tabelas A1 e A, no Apêndce A. 3.1 Seleção da Sub-Amsotra Incalmente, a partr da amostra de 733 observações (ver Tabela A., Apêndce A), foram consderados apenas trabalhadores no estado de desemprego que tnham dade entre 10 e 60 anos, e que realzaram alguma atvdade de busca dentro do período de 1 meses contados a partr da data da entrevsta, obtendo sucesso ou não na busca por emprego. Os trabalhadores nformaram seu saláro de reserva e o últmo saláro bruto recebdo nesse mesmo período de referênca. Essa últma varável, sto é, o últmo saláro recebdo, é utlzada como proxy para o saláro ncal do ndvíduo, o qual possu uma correlação bastante sgnfcatva com o saláro de reserva. Isso pode estar ndcando que o saláro ncal é possvelmente um determnante para o saláro de reserva. No caso de desemprego, a correlação entre o logartmo natural do saláro de reserva e do logartmo natural do últmo saláro recebdo pelo ndvíduo fo de 0.65 (ver Fgura 1). Dado que o ndvíduo recebeu um saláro bruto elevado anteror a atvdade de busca, muto provavelmente, tornar-se-á mas exgente quanto às ofertas de saláros e, portanto, terá um saláro de reserva maor. Nessas condções, a amostra se reduz para um número de 663 observações, correspondendo ao número de ndvíduos que nformaram o valor de ambas varáves. Fgura 1: Relação entre Saláro de Reserva e Últmo Saláro Recebdo Entretanto, essa sub-amostra está sujeta ao problema de censura de dados, e possvelmente à exstênca de casos de múltplas durações que fogem do escopo desse estudo. Esse últmo caso refere-se aos ndvíduos que possvelmente entraram e saíram do estado de desemprego por mas de uma vez, e que não fo possível dentfcá-los na amostra. Desta forma, algumas observações foram excluídas 1 da amostra por apresentarem nformações ncoerentes, que levavam a suspeta de exstênca de censura à esquerda e de múltplas durações. Portanto, a sub-amostra seleconada é composta por ndvíduos de 10 a 60 anos de dade, que exerceram uma atvdade de busca por emprego nos últmos 1 meses, onde o estado em que se encontravam era o de desemprego. Esses trabalhadores nformaram o saláro de reserva e o últmo saláro bruto recebdo. A sub-amostra totalzou um número de 50 observações. As nformações presentes na Tabela 1, mostram que a méda de duração no estado de desemprego é de aproxmadamente 8 semanas, e o saláro de reserva médo é de R$ 4.54 em valor nomnal. Além dsso, 1 A elmnação dessas nformações tem por objetvo dmnur os casos de censura à esquerda e múltplas durações. Para maores detalhes sobre a seleção da sub-amostra basta solctar aos autores. 4

6 o trabalhador possu uma dade méda de aproxmadamente 7 anos, e seu últmo saláro recebdo fo em méda de R$ O tamanho médo do domcílo é de 5 ndvíduos, com uma renda domclar méda de R$ 1056,00. A maora da sub-amostra é de trabalhadores do sexo femnno, não brancos, e urbanos que estão resdndo na regão Nordeste. Tabela 1: Estatístcas Descrtvas da Sub-Amostra Varáves Estatístcas Descrtvas Méda Desvo Padrão Mínmo Máxmo Observações T WR WU EDUC ID TDOM RDOM FEM NBRC URB REG ANÁLISE ECONOMÉTRICA A análse econométrca no presente estudo dvde-se em duas partes: na prmera parte nvestga-se os possíves determnantes do saláro de reserva, prncpalmente observando sua elastcdade em relação à duração da busca por emprego (ou a duração do desemprego). Na segunda se refere aos determnantes da duração do desemprego. Dante dessas duas abordagens será possível obter uma vsão mas clara a respeto da atvdade de busca por emprego do trabalhador. Vale salentar que, o desemprego observado é o de curto prazo numa análse em dados cross-sectons, realzada a partr de nformações de trabalhadores que estão no estado de desemprego a menos de 1 meses (ou 48 semanas). 4.1 Análse para Saláro de Reserva A analse dos determnantes do saláro de reserva é um dos tópcos fundamentas para entender o comportamento do trabalhador desempregado durante sua busca por emprego. Nessa análse, assume-se a estaconaredade para o saláro de reserva ao longo do tempo. A equação fundamental para determnação do saláro de reserva é descrta da segunte forma: ln ( w r ) = α + φ ln() t + x β + ε (4) De manera que t é a duração da busca por emprego (medda em semanas), e o termo estocástco ε é assumdo ser dstrbuído normalmente com méda 0 e varânca constante σ. O vetor x é o vetor de varáves explcatvas contendo nformações a respeto das característcas dos ndvíduos, e consttuído pelas seguntes varáves: anos de estudos (EDUC), sexo femnno (FEM), dade (ID), ndvíduos não brancos (NBRC), chefe de famíla (CHF), últmo saláro recebdo (LNWU), área urbana (URB), regão Nordeste (REG), regão metropoltana de São Paulo (SP), regão metropoltana do Ro de Janero (RJ), regão metropoltana de Belo Horzonte (BH), regão metropoltana de Fortaleza (FOR), regão metropoltana de Recfe (REC), regão metropoltana de Salvador (SAL), taxa de desemprego aberto mensal (U) e saláro-mínmo real mensal (LNWMR). As duas últmas varáves do vetor explcatvo x merecem destaque. A varável taxa de desemprego aberto é construída a partr dos dados da Pesqusa Mensal de Empregos do IBGE. De acordo com a PPV, é possível obter a data da entrevsta do trabalhador, e então assoca-se o valor da taxa de desemprego aberto vgente naquele mês da entrevsta. Essa varável tenta captar se os ndvíduos ncorporam as condções macroeconômcas nas suas expectatvas de curto prazo. No mesmo sentdo, assoca-se o valor do saláromínmo real vgente no mês da entrevsta, e tenta-se verfcar se o trabalhador possu uma vsão do lado real da economa. Portanto, essas duas varáves podem fornecer algumas mplcações de polítca econômca. 5

7 Entretanto, no curto prazo é de se esperar que essas varáves não afetem as expectatvas do trabalhador desempregado. A equação de saláro de reserva apresenta duas varáves possvelmente endógenas: duração do desemprego e educação. A duração do desemprego apresenta-se como uma fonte potencal de endogenedade no modelo em vrtude de sua suposta smultanedade com o saláro de reserva. Dversos estudos já obtveram sucesso em demonstrar essa relação smultânea como Addson, Centeno e Portugal (004). O argumento utlzado é o de que ndvíduos que já estão a mas tempo buscando emprego são menos exgentes quanto às ofertas salaras recebdas. Logo, o saláro de reserva desses trabalhadores tende a ser menor em méda do que aqueles ndvíduos que ncaram sua busca por emprego em períodos mas recentes. Por outro lado, trabalhadores que possuem alto saláro de reserva tendem a passar mas tempo buscando emprego. A segunda varável, a educação, é uma fonte de endogenedade já bastante dscutda na lteratura econômca envolvendo equações de saláros, como Card (1993). Segundo o autor, exste uma forte assocação postva entre o nível de habldade do ndvíduo e o seu nível educaconal, e sso pode tornar a varável EDUC endógena no modelo, desde que a habldade seja uma varável não observada. Como mostrado anterormente, a teora econômca defne o saláro de reserva como um valor esperado. Portanto, espera-se que cada trabalhador saba o seu grau de habldade para exercer determnada função, e a partr de então passa a ncorporá-la no seu saláro de reserva. Desta forma, a habldade é uma varável que muto provavelmente exerce nfluênca sobre o saláro de reserva do trabalhador, porém é não observada por parte do pesqusador. Claramente, a endogenedade no modelo é causada pela smultanedade e pela omssão de varáves. O vetor z de varáves canddatas a nstrumento é composto pelas seguntes varáves: LNRD = logartmo natural da renda domclar (exclusve a renda do ndvíduo); CSE = ndca valor 1 se o ndvíduo possu uma condção de saúde excelente; PFE = ndca valor 1 se o pa do ndvíduo freqüentou a escola; PM15 = ndca valor 1 se o pa do ndvíduo (até os 15 anos) morava no mesmo domcílo. Torna-se necessáro justfcar o uso de cada varável canddata a nstrumento e sua exogenedade no modelo. A renda domclar exerce nfluênca postva sobre a educação, pos em domcílos com renda mas elevada os ndvíduos possuem um maor nível educaconal. Esses mesmos ndvíduos, muto provavelmente, tendem a permanecer menos tempo buscando emprego devdo às melhores condções (renda domclar per capta) ao realzarem essa atvdade. Entretanto, é possível que essa varável também seja correlaconada com o erro da equação (4), pos se a renda do trabalhador compõe a renda domclar, a sua habldade pode exercer nfluênca sobre a mesma. Por outro lado, a amostra que está sendo utlzada é composta apenas por trabalhadores desempregados, e que não possuíam renda ndvdual na data da entrevsta. Desta forma, a renda do domcílo não deve ser correlaconada com o erro da equação (4). A estrutura famlar pode ser representada pelas varáves que ndcam se o pa do ndvíduo freqüentou a escola (PFE), e se o pa morava com o ndvíduo até o seu período de adolescênca (PM15). Ambas varáves são possíves determnantes para a educação do ndvíduo, pos espera-se que parte da educação do pa seja passada ao flho. Logo, se o pa do ndvíduo freqüentou a escola ao longo da juventude, muto provavelmente o ndvíduo receberá a orentação de também freqüentar a escola na juventude. Além dsso, a presença do pa na juventude do ndvíduo é mportante na sua formação pessoal, prncpalmente ao passar todo o conhecmento acumulado ao longo da vda. Dado que as representantes da estrutura famlar são característcas do pa do ndvíduo, muto provavelmente elas não estarão correlaconadas à habldade do ndvíduo em exercer determnada atvdade laboral. Desta forma, acredta-se que ambas varáves PFE e PM15 sejam exógenas. A varável de saúde do ndvíduo, a qual ndca os ndvíduos com condção excelente de saúde, está possvelmente relaconada à produtvdade do ndvíduo. Ou seja, um ndvíduo saudável possvelmente exercerá de manera efcaz (produtva) sua atvdade de busca, aumentando suas chances de encontrar um emprego. Além dsso, ndvíduos saudáves estão mas aptos a absorverem novos conhecmentos. Logo, essa varável pode apresentar correlação não somente coma a varável de duração, mas também com a varável de 6

8 educação. Acredta-se que essa varável seja exógena, pos a habldade não parece ser um fator que nfluence a condção de saúde do ndvíduo. Justfcada a utlzação das varáves como nstrumentos, torna-se necessáro a mplementação de alguns testes estatístcos: um teste de especfcação para ndcar o método de estmação mas adequado. Em seguda, um teste de sobre-dentfcação do modelo de MQE. Fnalmente, um tercero teste, para a valdação dos nstrumentos no prmero estágo do modelo MQE, dado por uma estatístca F para o R parcal. Segundo Baum e Schaffer (003), o teste de Durbn-Wu-Hausman (DWH) é assntótcamente equvalente ao teste de Hausman, a dferença é que esse teste pode ser realzado para mas de uma varável endógena. O teste estatístco sob a hpótese nula de exogenedade das varáves, segue uma dstrbução Ququadrado com graus de lberdade gual ao número de varáves especfcadas como endógenas. Além do teste de endogenedade, é necessáro um teste de sobre-dentfcação para as restrções do modelo, onde a hpótese nula é a de que as varáves nstrumentas são ortogonas ao erro da equação (4), ε. Ou seja, em caso de acetação da hpótese nula, a equação de saláro de reservas está exatamente dentfcada e seus estmadores são consstentes. Sob a hpótese nula, o teste segue uma dstrbução Qu-quadrado com graus de lberdade gual ao número de restrções. 4. Análse para Duração do Desemprego A análse econométrca para a duração do desemprego segue o estudo da função rsco. Geralmente, em estudos econômcos o nteresse está em obter uma função rsco condconada a um vetor explcatvo x. As varáves que compõem esse vetor são assumdas nvaráves no tempo, como é o caso da maora das varáves utlzadas na presente análse (sexo, raça, dade, localzação regonal, tamanho do domcílo e etc.). Neste caso a função rsco condconada é dada pela segunte expressão: Pr ( ) [ t < T t + h T > t, x] f ( t x) f ( t x) λ t; x = lm = = (5) h h 1 F( t x) S( t x) onde t denota um valor partcular de T, e x é um vetor de varáves explcatvas. A expressão do denomnador da equação (5 é a probabldade do trabalhador sar do estado de desemprego no ntervalo de duração [ t, t + h), dado T > t e x. A função F é a função cumulatva de probabldade da duração condconada ao vetor explcatvo x. A função f é a função densdade de probabldade condconada, e a função S é a chamada função sobrevvênca, ambas condconadas ao vetor x. A partr dessa defnção estatístca da função rsco, delnea-se o modelo econométrco O Modelo de Rsco Proporconal O nteresse da análse é o de obter os efetos parcas de cada x j em λ ( t; x). Nesse sentdo, uma mportante classe de modelos com vetor explcatvo nvarante no tempo são os chamados modelos de rsco proporconas. Esse modelo pode ser expresso da segunte manera: λ ; x = κ x λ t (6) ( t ) ( ) 0 ( ) Em que κ () > 0 é uma função não negatva de x, e () t 0 λ 0 > é a chamada lnha base de rsco. Segundo Wooldrdge (00),, essa lnha base de rsco é comum a todas undades na população; as funções de rsco ndvduas dferem proporconalmente baseadas na função κ ( x) de varáves explcatvas observadas. Geralmente, essa função é parametrzada como κ( x ) = exp ( x β ), onde β é o vetor de parâmetros a ser estmado. A expressão logartmzada é dada por: log λ ( t; x) = x β + log λ0( t) (7) De modo que cada β j é a sem-elastcdade do rsco com respeto à varável explcatva x j (se alguma das varáves do vetor x está em termos de logartmo, o seu respectvo coefcente estmado refere-se à elastcdade estmada). Segundo Canals e Stern (001), embora o modelo de rsco proporconal não surja de Ver Wooldrdge (00) e Davdson e MacKnnon (1993). 7

9 qualquer teora econômca, sua populardade se deve ao fato de que a estmação de seus parâmetros fornece uma nterpretação muto smples. Em relação à dstrbução da varável t, é necessáro esclarecer alguns pontos. Se t tem uma dstrbução exponencal, ela terá uma função rsco constante. Quando a função rsco não é constante, dz-se que o processo exbe dependênca. Assumndo que λ () seja dferencável, então a duração exbe uma dependênca postva em relação a t se dλ ( t; x) para todo valor t > 0. Caso contráro, essa dependênca é negatva, dλ ( t; x) para todo valor t > 0. dt < 0 dt > 0 Neste caso, uma dstrbução de probabldade bastante utlzada em análse de duração é a Webull, como nos estudos recentes de Pendo e Machado (00) e Carrol (004). Sua função densdade e cumulatva condconada ao vetor explcatvo x são dadas por: α α f t x; θ = α α t exp α t, α, α > (8) F ( ) 1 ( 1 ) 1 0 α ( t x, θ ) = 1 exp( α t ) 1 Em que α1 exp( xβ ) α λ( t ; x) = exp( xβ ) α t Dado que todas as durações se ncam dentro do ntervalo a [ 0,b] =. Neste caso, a função rsco condconada torna-se: Condconada (MVC) pode ser escrta da segunte forma: l N ( t x ; θ ) = { d log[ f ( t x ; θ )] + ( 1 d ) log[ 1 F( t x ; θ )]} = 1 De manera que t mn( t, c ) (9) (10), a função de Máxma Verossmlhança =, sendo c o tempo de censura não observado, e t = b a a duração observada. A função d é uma função ndcadora, que assume valor 0 para o trabalhador com duração t = c, ou seja, que possu duração ncompleta. Caso contráro, d = 1, ndca que o trabalhador possu duração completa. 4.. MRP e Heterogenedade Não Observada Na análse de duração, a estmação dos parâmetros no modelo de rsco proporconal está condconada a um vetor de varáves explcatvas x. Entretanto, a presença de heterogenedade entre os ndvíduos da amostra pode levar a estmatvas vesadas em modelos de duração. De acordo com Devne e Kefer (1991), se as varáves omtdas são gnoradas, o modelo estmado pode ser vesado em dreção a uma dependênca negatva. Intutvamente, característcas não observadas podem dmnur o rsco de algum trabalhador dexar seu estado de desemprego, ou seja, o tempo de duração nos estado de desemprego aumenta. A habldade e auto-motvação de um trabalhador são claramente característcas não observadas em uma atvdade de busca por emprego. O método mas comum para tratar a heterogenedade não observada é por meo da estrutura de rsco proporconal. Porém, algumas suposções devem ser fetas, segundo Wooldrdge (00):. é possível multplcar a função rsco por um termo estocástco ν ;. o termo estocástco ν possu uma dstrbução de probabldade conhecda e com um número fnto de parâmetros;. exste ndependênca estatístca entre o termo estocástco ν, a duração t, e o vetor explcatvo x. No caso de não exstênca de heterogenedade não observada, ν torna-se um termo constante na função rsco. Então, λ( t; x, ν ) = ν [ κ( x) λ0 ( t) ] (1) Ou anda, para um modelo de rsco proporconal com uma dstrbução Webull, tem-se a segunte expressão: α λ t; x, ν = v exp x β α t (13) [ ] ( ) ( ) (11) 8

10 De modo que x 1 = 1 e v > 0. Lancaster (1990) chama a equação (13) de rsco condconal. De acordo com a suposção (), assume-se a dstrbução Gama( ς,ς ) 3 para o termo estocástco ν. Conseqüentemente, a função de Máxma Verossmlhança Condconada será modfcada com a ncorporação da heterogenedade não observada. A função de dstrbução acumulada passa a ser msturada, pos a dstrbução F (sem heterogenedade não observada) é substtuída na função MVC pela função de dstrbução G, que se apresenta como uma dstrbução margnal orgnada de uma dstrbução de probabldade conjunta das varáves aleatóras t e ν. Portanto, a função de MVC é dada por: l N ( t x ; θ, ρ ) = { d log[ g( t x ; θ, ρ )] + ( 1 d ) log[ 1 G( t x ; θ, ρ )]} = 1 Tal que, ρ é um vetor de parâmetros desconhecdos assocados à função Gama. Não obstante, para dentfcar os parâmetros α e β é necessára uma normalzação para a dstrbução do termo ν, onde o α mas comum é supor E ( v ) = 1. Isto mplca que, condconado ao vetor x, o rsco médo é exp( x β ) α t. Desta forma, permte-se testar a hpótese H 0 : α = 1, que sgnfca dzer que condconado ao vetor x e ao termo estocástco ν, a duração não exbe dependênca. Além dsso, testa-se também a hpótese nula, H 0 : ς = 0, que evdenca a exstênca ou não de heterogenedade não observada Modelo Proporconal de Cox Segundo Wooldrdge (00), uma forma alternatva de estmar o vetor de parâmetros β é por meo da função parcal de Máxma Verossmlhança. A vantagem dessa alternatva é a de que não é necessáro estmar a lnha base de rsco, λ 0 () t. Segundo Kefer (1988), na ausênca de qualquer nformação sobre a lnha base de rsco, somente a ordem das durações por tamanho, t 1 < t < K < tn, fornece nformações sobre os parâmetros desconhecdos. Aqu, a censura é faclmente tratada, pos essas durações ncompletas não entram na contrbução para a função MV. A probabldade condconal da observação j obter uma duração completa t j, dada a ocorrênca de n 1 observações com duração completa é: λ( t j; x j, θ ) κ( x j, θ ) =, = 1,,3, K, n (15) N N λ t ; x, θ κ x, θ = j ( ) = j ( ) Sendo que a equação (15) representa a contrbução da j-ésma duração t j para a função parcal de Máxma Verossmlhança. Essa função MV é formada como o produto das contrbuções de cada duração completa, resultando na segunte expressão: N N l( t x ; θ ) = log[ κ( x ; θ )] log κ( x ; θ ) (16) = 1 = j 5 ESTIMAÇÃO E RESULTADOS 5.1 Resultados para Saláro de Reserva Incalmente, ao utlzar uma função densdade estmada por Kernel, observa-se que uma parte dos trabalhadores desempregados estava dsposta a trabalhar por um saláro menor do que o saláro-mínmo estpulado em 1995 e 1996 (ver Fgura ). (14) 3 Wooldrdge (00) e van den Berg (001) apresentam maores detalhes sobre a ncorporação da heterogenedade não observada na estmação da função de rsco empírca. 9

11 Fgura : Dstrbução para Saláro de Reserva Esses trabalhadores muto provavelmente estão mas tempo buscando emprego, ou seja, possuem uma elevada duração do desemprego. Um longo período no estado de desemprego deterora o captal humano do trabalhador, tornando-o menos exgente quanto às ofertas salaras. Portanto, é possível que o saláro-mínmo passe a servr como valor de referênca para tas trabalhadores ao decdr acetar ou rejetar uma determnada oferta salaral. Tabela : Estmatvas de Segundo Estágo para Equação de Saláro de Reserva Varável Dependente: Ln(Saláro de Reserva) Intercepto Ln(Sal. Mn. Real) (0.133) (0.403) Ln(Duração) Área Urbana (0.037)** (0.137) Educação RM SP (0.000)* (0.008)** Ln(Ult. Sal. Recebdo) RM RJ (0.050)** (0.985) Sexo Femnno 0.38 RM BH (0.000)* (0.091)*** Idade RM FOR (0.001)* (0.16) Não Branco RM REC (0.544) (0.348) Chefe de Famíla RM SAL (0.4) (0.490) Tx. de Desemprego (0.873) F Geral Teste ( 16,435) (0.000) Teste DWH ( χ ) (0.000) Teste Sargan ( χ ) (0.605) Observações 454 Nota. Entre parêntese p-valor. *Sgnfcânca de 1%; ** Sgnfcânca de 5%; ***Sgnfcânca de 10%; 10

12 A estratéga econométrca para estmar os parâmetros da equação (4) é utlzar o método de Mínmos Quadrados em Dos Estágos (MQE), pos o teste de especfcação (DWH) rejetou a hpótese nula de exogenedade conjunta das varáves de duração do desemprego e educação (ver Tabela ). Na mesma tabela, o teste de Sargan não rejeta a hpótese nula de que o modelo está exatamente dentfcado. Além dsso, o teste F realzado para o R parcal 4 não ndcou a exclusão de nstrumentos em cada regressão do prmero estágo. Desta forma, as estatístcas realzadas atestam que o vetor z é composto de bons nstrumentos. A Tabela apresenta resultados relevantes para a análse em questão. O prmero deles, é o de que a duração afeta negatvamente o saláro de reserva do ndvíduo. O parâmetro estmado apresentou uma elastcdade gual a 0.5, ou seja, uma varação de 10% na duração do desemprego (medda em semanas) mplca numa redução de 5% no saláro de reserva do trabalhador. Esse resultado corrobora outras evdêncas empírcas que atestam o mpacto negatvo da duração do desemprego sobre o saláro de reserva do trabalhador, controlando devdamente os efetos da smultanedade exstente entre essas varáves. O segundo resultado relevante do modelo é o de que a educação afeta postvamente o saláro de reserva, sendo estatstcamente sgnfcante no modelo. A estmatva mostra que um ano a mas de educação mplca numa elevação de aproxmadamente 0.14% no saláro de reserva do trabalhador, ou seja, trabalhadores qualfcados (mas educados) tendem a serem mas exgentes quanto às ofertas salaras, porque possuem um elevado saláro de reserva. O últmo saláro recebdo pelo trabalhador também exerce um efeto postvo sobre o saláro de reserva, e estatstcamente sgnfcante. Uma varação de 10% no últmo saláro recebdo causa um aumento de aproxmadamente 1.4% no saláro de reserva do trabalhador. Um trabalhador com elevado valor do últmo saláro recebdo tende a ser mas exgente quanto às ofertas salaras futuras, possundo um elevado saláro de reserva. Como a análse se restrnge ao curto prazo, é possível que os trabalhadores que recentemente exerceram alguma atvdade laboral tenderão a ncorporar o valor de seu últmo saláro recebdo na sua expectatva de ganho salaral. Os trabalhadores do sexo femnno apresentam um efeto postvo sobre o saláro de reserva. O trabalhador do sexo femnno possu um saláro de reserva 0.3% maor do que o trabalhador do sexo masculno. Este resultado merece uma análse mas profunda, pos é de se esperar que as mulheres exerçam atvdades dentro e fora do lar e, assm, passem a ncorporar esse fator na sua expectatva de ganho salaral. A dade do trabalhador exerce um efeto postvo e estatstcamente sgnfcante. Isso muto provavelmente mostra que trabalhadores mas jovens possuem um maor saláro de reserva. Entretanto, a magntude deste coefcente é baxa, pos um ano a mas de dade mplca num aumento de apenas 0.014% no saláro de reserva do trabalhador. Vale salentar que ao especfcar o modelo com dade e dade ao quadrado, o modelo não apresentou sgnfcânca para os respectvos parâmetros. No modelo tenta-se, também, captar os efetos macroeconômcos sobre o mercado de trabalho ao nclur as varáves de taxa de desemprego, e o logartmo natural do saláro-mínmo real. Ambas as varáves não apresentaram efetos sobre o saláro de reserva, ndcando que no curto prazo é provável que os trabalhadores não ncorporem as condções macroeconômcas nas suas expectatvas de ganhos salaras. A localzação também é relevante na análse de saláro de reserva. Apesar de não se verfcar um efeto da localzação urbana sobre saláro de reserva, as regões metropoltanas de São Paulo e Belo Horzonte apresentam-se estatstcamente sgnfcantes. Trabalhadores que resdem na regão metropoltana de São Paulo possuem um saláro de reserva 0.31% maor do que trabalhadores resdentes nas demas regões metropoltanas. Por outro lado, os trabalhadores resdentes na regão metropoltana de Belo Horzonte possuem um saláro de reserva 0.1% menor do que aqueles que resdem em outras regões metropoltanas. Esse últmo resultado pode estar assocado à estrutura do mercado de trabalho, ou dferentes tpos de 4 No prmero estágo da regressão, onde o logartmo natural da duração é regressada em relação à todas as varáves exógenas do modelo, a estatístca F para o R parcal fo de.41 com um p-valor gual a (0.048). Da mesma manera, consderando a educação como varável dependente, a estatístca F para o R parcal fo de 1.07 com um p-valor gual a (0.000). Portanto, nenhum nstrumento é excluído do prmero estágo da regressão de saláro de reserva. 11

13 ocupação, ou até mesmo a qualfcação da mão-de-obra dentre outros fatores. Segundo Antgo e Machado (006), o estado de São Paulo fez parte do prmero cclo ndustral, enquanto Belo Horzonte fez parte do segundo cclo. Nesse sentdo, a RM SP obteve uma estrutura produtva mas dversfcada, e mas dnâmca do que a RM BH. Ou seja, a regão metropoltana de São Paulo e Belo Horzonte possuem estrutura de emprego dferencada em relação às outras regões metropoltanas, refletndo-se no saláro de reserva de seus trabalhadores. 5. Resultados para Duração do Desemprego A análse econométrca para a duração do desemprego apresenta as estmatvas para os parâmetros dos modelos Proporconal de Cox (MPCox) e de Rsco Proporconal (MPR) sem controlar a heterogenedade não observada. Em seguda, estma-se o Modelo de Rsco Proporconal controlando tal fenômeno. As estmatvas para os parâmetros da função rsco são nterpretadas da segunte forma: se o parâmetro estmado, βˆ, for postvo, sso sgnfca dzer que a respectva varável aumenta o rsco (ou probabldade) do trabalhador dexar o estado de desemprego em que se encontra. Caso contráro, βˆ, for negatvo, sso sgnfca dzer que a respectva varável dmnu o rsco (ou probabldade) do trabalhador dexar o estado de desemprego em que se encontra. A Tabela 3 apresenta os seguntes resultados para os modelos proporconas: Tabela 3: Estmatvas da Função Rsco pelo MPCox e o MRP Varáves Modelos Estmados Explcatvas MPCox MRP MRP HNO Intercepto (0.004)** (0.010)** Educação (0.06)** (0.00)** (0.019)** Sexo Femnno (0.00)** (0.01)** (0.008)** Idade (0.030)** (0.01)** (0.016)** Não Brancos (0.17) (0.175) (0.17) Tamanho do Domcílo (0.043)** (0.00)** (0.05)*** Área Urbana (0.110) (0.053)*** (0.107) Belo Horzonte (0.00)** (0.001)* (0.001)* Fortaleza (0.00)** (0.011)** (0.018)** Taxa de Desemprego (0.89) (0.51) (0.1) Procurou 30 das (0.000)* (0.000)* (0.000)* Tempo Trab. 1 meses (0.050)** (0.009)** (0.048)** Log MV Estatístca LR Censuras Observações Nota: Estatístca z entre parêntese. O MPCox utlza o método de MV parcal. * Sgnfcânca de 1%; ** Sgnfcânca de 5%; *** Sgnfcânca de 10%. A Tabela 3 mostra que a dependênca da função rsco em relação à duração é postva, pos as estmatvas mostram que em todas as especfcações do MRP ˆ α > 1, e estatstcamente sgnfcante a um 1

14 nível de 5% (com ˆ α = (0.0513) para o MRP e ˆ α = (0.1108) para o MRP-HNO). Além dsso, no modelo MRP-HNO, o parâmetro da função Gama é postvo e estatstcamente sgnfcante ao nível de 5% ( ˆ ς = e p-valor = 0.01), confrmando a presença de heterogenedade não observada. Além de postva, essa relação de dependênca é monotônca, como pode ser observada na Fgura 3, abaxo. Fgura 3: MRP sem controlar a Heterogenedade não Observada Contudo, ao controlar os efetos da heterogenedade não observada, a monotoncdade não mas se verfca (Fgura 4). Porém, a dependênca contnua a ser postva e estatstcamente sgnfcante. A Fgura 4 mostra que o nível de rsco do trabalhador dexar seu estado de desemprego cresce até a 10ª semana, aonde se chega ao rsco máxmo na 15ª semana e decresce após a 0ª semana. Isso ndca que a busca por emprego é mas ntensa nas prmeras semanas após o níco da atvdade, devdo a maor chance de encontrar o emprego procurado. Após certo período de desemprego, é possível que o trabalhador entre no desalento e dmnua seu esforço de busca. Logo, a tendênca é a de que este trabalhador entre num estado de desemprego de longo prazo. Fgura 4: MRP ao controlar a Heterogenedade não Observada Na Tabela 3, vale ressaltar que as estmatvas para ambos os modelos MRP e MPCox são bastante próxmas, apresentando uma certa robustez nos resultados. Também, é possível observar que o nível educaconal do trabalhador possu um efeto negatvo sobre o rsco de sar do seu atual estado de desemprego. O parâmetro estmado em todas as especfcações fo estatstcamente sgnfcante. No modelo MRP com heterogenedade não observada, um ano a mas de estudo mplca numa redução de até 5% no 13

15 rsco de sar do estado de desemprego. Este resultado 5 pode estar ndcando que trabalhadores mas educados são mas exgentes quanto às ofertas salaras, o que mplca num possível prolongamento do seu estado de desemprego. O sexo femnno também possu um efeto negatvo sobre o rsco, com uma sem-elastcdade negatva e estatstcamente sgnfcante. Por consegunte, trabalhadores do sexo femnno tendem a permanecer por mas tempo no estado de desemprego, com uma redução de 37% no rsco. Segundo Antgo e Machado (006), mulheres possuem uma establdade menor no mercado de trabalho do que os homens, mplcando numa alta rotatvdade entre os estados de emprego e desemprego. Esse fato pode estar ndcando uma dscrmnação no mercado de trabalho sobre os trabalhadores do sexo femnno. A dade afeta negatvamente o rsco do trabalhador de dexar seu estado de desemprego, onde as estmatvas foram estatstcamente sgnfcantes em todas as especfcações. A estmação mostra que para cada ano a mas de dade há uma redução de 18% no rsco. Este resultado corrobora a evdênca empírca em Barros, Camargo e Mendonça (1997). Os autores argumentam que apesar de trabalhadores com maor experênca apresentarem uma menor probabldade de permanecerem desempregados, uma vez nesse estado a sua duração tende a se prolongar. Em dreção oposta, o tamanho do domcílo exerce efeto postvo sobre o rsco de dexar o estado de desemprego. As estmatvas em todas as especfcações são muto próxmas, mesmo ao controlar a heterogenedade não observada, onde o parâmetro estmado é sgnfcante. O resultado desse coefcente mostra que um membro a mas no domcílo eleva o rsco em aproxmadamente 6%. Isso mostra a mportânca da rede de contatos que um trabalhador possu ao realzar uma atvdade de busca por emprego. Vale ressaltar que a dummy que ndca a regão Nordeste não fo ncluída na estmação fnal por não se mostrar estatstcamente sgnfcante, mas ao desagregá-la em regões metropoltanas alguns resultados foram obtdos. Nas estmatvas, fo possível observar sgnfcânca nos parâmetros apenas para duas regões metropoltanas, Belo Horzonte e Fortaleza. Ambas as regões metropoltanas apresentaram um efeto postvo sobre o rsco de sar do estado de desemprego por parte do trabalhador. Ou seja, trabalhadores que realzam sua atvdade de busca em Belo Horzonte e Fortaleza obtêm uma elevação no rsco respectvamente em 70.1% e 49.%. Esse resultado, muto provavelmente, está assocado à estrutura produtva e as característcas da força de trabalho de ambas as regões metropoltanas. Para trabalhadores que realzaram sua busca por emprego nos últmos 30 das anterores a data da entrevsta, mesmo que essa busca tenha sdo ncada numa data anteror a esse período, o efeto fo negatvo sobre o rsco e estatstcamente sgnfcante. Desta forma, trabalhadores que realzaram a busca nos últmos 30 das tveram uma redução no rsco em torno de 95.6%. O elevado efeto desta varável pode ser resultado da alta concentração de trabalhadores que não obtveram sucesso na busca durante esse período, que é de 88.6% de nsucessos. O tempo de emprego do trabalhador nos últmos 1 meses tenta captar o efeto da experênca recente de emprego sobre o rsco do trabalhador. Na Tabela 3, essa varável exerce um efeto postvo e estatstcamente sgnfcante em todas as especfcações. O resultado mostra que uma semana a mas de experênca de emprego eleva em 1.% o rsco do trabalhador dexar o estado de desemprego em que se encontra. Por outro lado, observa-se que a taxa de desemprego, a localzação urbana e não brancos, não se mostraram estatstcamente sgnfcantes. Desta forma, é possível afrmar que o ambente macroeconômco, a localzação urbana, e a condção racal não exercem efetos sobre o rsco que o trabalhador possu de dexar o estado de desemprego no qual se encontra. Entretanto, os resultados para essas varáves não podem ser tomados como defntvos, necesstando de uma análse mas aprofundada. 5 Barros, Camargo e Mendonça (1997), assegurados por resultados empírcos, argumentam que a relação entre desemprego e educação não é monotônca. Os autores argumentam sobre uma relação entre o rsco de sar do estado de desemprego e educação na forma de U-nvertdo. Entretanto, ao especfcar a função de rsco empírca com as varáves de educação e educação ao quadrado, essa relação não fo estatstcamente sgnfcante para ambos modelos. 14

16 6 CONCLUSÃO O presente estudo analsou o desemprego no Brasl observando os aspectos mcroeconômcos que afetam o comportamento do trabalhador no momento da busca por emprego. O objetvo do presente estudo fo o de analsar os determnantes do saláro de reserva e a duração do desemprego, levando em consderação as característcas dos trabalhadores e da sua atvdade de busca por emprego. A análse de saláro de reserva fo motvada pela provável exstênca de smultanedade entre saláro de reserva e duração. Os resultados mostram que além do problema de smultanedade, exste o problema da omssão de varáves, onde a varável de educação é uma fonte potencal de endogenedade. Logo, o prncpal problema econométrco aqu tratado fo o de endogenedade conjunta das varáves de duração do desemprego e educação. Após tratar tal problema, os resultados mostraram que uma maor duração do desemprego leva o trabalhador a rever para baxo o valor de seu saláro de reserva. Ou seja, quanto maor o período de duração do desemprego menos exgente será o trabalhador quanto às ofertas salaras. Por outro lado, trabalhadores com elevado nível educaconal, ou com elevada experênca recente de emprego, ou que seu últmo saláro recebdo tenha sdo alto, tendem a se tornar mas exgentes quanto às ofertas salaras e, assm, ncorporando esse fatores nas suas expectatvas de curto prazo. Além dsso, verfcou-se que as característcas ndvduas como dade e sexo também são mportantes na determnação do saláro de reserva do trabalhador. Observa-se, também, que o saláro mínmo real não tem mpacto sobre saláro de reserva, mesmo para valores defasados. Desta forma, na formação de sua expectatva de saláro, o trabalhador não leva em consderação seus ganhos (ou perdas) reas de renda. De forma semelhante, a taxa de desemprego não afetou o saláro de reserva do trabalhador, ou seja, o trabalhador não ncorpora, no curto prazo, as condções macroeconômcas da economa. Vale ressaltar que, o segurodesemprego não fo requstado pela maora dos trabalhadores desempregados durante o período de análse. Logo, não fo possível observar tal efeto sobre saláro reserva, dado que essa é uma varável de grande mportânca na teora de busca por emprego. A localzação do domcílo também se mostra satsfatóra tanto na determnação do saláro de reserva do trabalhador, quanto na determnação da duração do desemprego. Fatores como a estrutura produtva dferencada entre as regões metropoltanas, e as característcas da força de trabalho, podem ter contrbuído para que Belo Horzonte tenha se destacado dentre as demas RM s. A análse de duração do desemprego fo realzada através dos modelos proporconas, tornando possível observar que as característcas ndvduas e do domcílo (dade, sexo, educação, tamanho do domcílo e sua localzação), também, determnam o rsco do trabalhador de sar do estado de desemprego no qual se encontra. Além dsso, observou-se que os trabalhadores possuem uma maor chance de sar do estado de desemprego nas prmeras semanas de sua atvdade de busca (até a 10ª semana), em seguda o rsco é decrescente (a partr da 15ª semana). Este últmo resultado pode ser atrbuído à estrutura do mercado de trabalho no Brasl, onde exstem dos determnantes medatos para a duração do desemprego, segundo Barros, Camargo, e Mendonça (1997), são eles: a) uma baxa freqüênca de ofertas de emprego e b) um elevado grau de seletvdade na escolha das ofertas. As mplcações de polítcas apontam para a necessdade de melhorar as condções de busca por emprego para o trabalhador. Pos a utlzação de forma estratégca dessas agêncas nas prncpas áreas urbanas do país e prováves melhoras na sua efcênca com a mplantação de moderna tecnologa de nformação, e podem ser capazes de reduzr esse período médo de busca por emprego e melhorar o bemestar do trabalhador no estado de desemprego. Fnalmente, o estudo tenta contrbur para amplar o debate a respeto do desemprego na década de noventa, onde se verfcaram profundas transformações estruturas na economa braslera, utlzando a base de dados da PPV até então nexplorada nos estudos empírcos sobre o tema. Ademas, o presente estudo motva o nteresse em aplcar outras técncas como os métodos não paramétrcos e semparamétrcos para controlar os efetos da heterogenedade não observada, bem como a estmação de modelos estruturas buscando sempre uma maor robustez dos resultados. 15

17 REFERÊNCIAS BIBLIOGRÁFICAS ABRAS, A. L.; DE FELÍCIO, F. Duração e taxa de saída do desemprego: evdênca de ausênca de dependênca na duração para as regões metropoltanas do Brasl ( ). ANPEC. Encontro Naconal de Economa, v. 33. Anas Natal-RN, 005. ADDISON, J. T.; CENTENO, M.; PORTUGAL, P. Reservaton wages, search duraton, and accepted wages n Europe. Bonn: IZA, 004. (Dcusson Paper, n. 15) ANTIGO, M. F.; MACHADO, A. F. Transções no mercado de trabalho da regão metropoltana de Belo Horzonte (1997 a 000). Encontro Regonal de Economa, v. 11, Anas... Fortaleza-CE, 006. AVELINO, R. R. G. Os determnantes da duração do desemprego em São Paulo. São Paulo: USP/IPE, 001. (Texto para Dscussão, n. 11). BIVAR, W. S. B. Aspectos da estrutura do desemprego no Brasl: composção por sexo e duração. Ro de Janero: BNDES, 101 p (17º Prêmo BNDES de Economa) BARROS, R. P.; CAMARGO, J. M.; MENDONÇA, R. A estrutura do desemprego no Brasl. Ro de Janero, IPEA (Texto para Dscussão n. 478) BAUM, C. F.; SCHAFFER, M. E. Instrumental varables and GMM: estmaton and testng. The Stata Journal, v. 3, n. 1, p CANALS, J. J.; STERN, S. Emprcal search models. Workng Paper, 001. CARD, D. Usng Geographc Varaton n College Proxmty to Estmate the Return to Schoolng. NBER, (Dscusson Paper, n. 4483) CARROLL, N. Explanng unemployment duraton n Australa. Australa: Centre for Economc Polcy Research, Australan Natonal Unversty, 004. (Dscusson Paper, n. 483) DAVIDSON, R; MACKINNON, R. G. Estmaton and nference n econometrcs. Oxford: Oxford Unversty Press, DEVINE, T. J.; KIEFER, N. M. Emprcal labor economcs: the search approach. Oxford, ECKSTEIN, Z.; van den BERG, G. J. Emprcal labor search models: a survey. Bonn: IZA, 003. (Dscusson Paper, n. 99) HECKMAN, J. J.; SINGER, B. The ndentfablty of the proportonal hazard model. Revew of Economc Studes, v. 51, p , HOROWITZ, J. L. Semparametrc estmaton of a proportonal hazard model wth unobserved heterogenety. Econometrca, v. 67, n. 5, p , IBGE. Pesqusa de padrão de vda. Insttuto Braslero de Geografa e Estatístca JONES, R. The relatonshp between unemployment spell and reservaton wages as a test of search theory. QJE, v. 103, n. 415, p , KIEFER, N. M. Economc duraton data and hazard functons. JEL, v. 5, p , Jun KUPETS, O. Determnants of unemployment duraton n Ukrane. Ukrane: Economcs Educaton and Research Consortum, 005. (Dscusson Paper, n ) LANCASTER, T. Econometrc methods for the duraton of unemployment. Econometrca, v. 47, n. 4, p , LANCASTER, T. Generalzed resduals and heterogeneous duraton models: wth applcatons to the Webull model. Econometrca, v. 8, n. 1, p , LANCASTER, T. The econometrc analyss of transton data. Econometrc Socety Monographs, Cambrdge, McCALL, J. Economcs of nformaton and job search. QJE, v. 84, n. 1, p , MENEZES-FILHO, N. A.; PICCHETTI, P. Os determnantes da duração do desemprego em São Paulo. Pesqusa e Planejamento Econômco, v. 30, n. 1, p. 3 48, 000. MOFFITT, R. Unemployment nsurance and the dstrbuton of unemployment spells. Journal of Econometrcs, v. 8, p , NICKELL, S. Estmatng the probablty of leavng unemployment. Econometrca, v. 47, n. 5, p ,

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19 Apêndce A Estatístca da Amostra de Dados Tabela A.1: Estatístcas Descrtvas das Característcas dos Indvíduos e do Domcílo Motvo da Busca por Emprego OBS Total Desemprego Substtução Complemento Ignorados Valores em % Sexo MAS FEM Raça BRN NBRC Área URB RUR Regão NE SE Valores Médos e Desvo Padrão* Idade (11.45) (11.6) (10.97) (11.19) (1.6) Tam. do Dom (.43) (.45) (.33) (.47) (.48) Anos de Estudos (3.96) (3.75) (4.05) (4.65) (4.9) Renda Domclar ( ) (196.83) (077.91) (1917.4) ( ) Fonte: Dados obtdos da Pesqusa de Padrão de Vda (PPV). * Desvo padrão entre parênteses. Tabela A.: Estatístcas Descrtvas da Atvdade de Busca por Emprego Motvo da Busca por Emprego OBS Total Desemprego Substtução Complemento Ignorados Valores em % Busca Últ. 30 das Anteror Setor Prvado Públco Ambos Sucesso Sm Não Duração = 48 semanas Valores Médos e Desvo Padrão* Saláro de Reserva (136.01) (110.6) ( ) ( ) (08.60) Últmo Sal. Recebdo (353.71) (338.09) (43.86) (9.70) (34.73) Duração Méda (9.18) (8.84) (10.8) (7.91) (7.06) Fonte: Dados obtdos da Pesqusa de Padrão de Vda (PPV). * Desvo padrão entre parênteses. 18

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