Diferenciais de rendimento e discriminação por sexo no mercado de trabalho brasileiro na década de 90 Dulce Benigna Dias Alvarenga Baptista 12

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1 1- Introdução Diferenciais de rendimento e discriminação por sexo no mercado de trabalho brasileiro na década de 90 Dulce Benigna Dias Alvarenga Baptista 12 As mulheres brasileiras enfrentam oportunidades de inserção no mercado de trabalho diferentes das oportunidades experimentadas pelos homens. O mercado de trabalho revela essas diferenças através das diferentes formas de acesso à empregos, diferentes níveis de remuneração e promoções, da segregação ocupacional por sexo ou ainda através da discriminação por sexo. A discriminação por sexo no mercado de trabalho ocorre quando homens e mulheres, com as mesmas preferências e atributos produtivos, recebem remunerações diferenciadas na força de trabalho, em termos de salários e ou de acesso a trabalho. Uma parcela da diferença de remuneração entre homens e mulheres pode ser atribuída a diferenças de preferência e qualificação entre os trabalhadores. Porém, existe uma parcela residual, que não se refere nem a preferências e nem a qualificação e que pode ser considerada como indicador de discriminação. A discriminação tem implicações tanto sobre questões relacionadas a desigualdade, justiça social e pobreza, quanto sobre a atividade econômica. Sob a ótica das desigualdades sociais, a discriminação constitui um fator agravante do quadro atual, na medida em que geralmente ela opera contra os grupos que possuem produtividade mais baixa. Do ponto de vista da atividade econômica, a discriminação pode levar a uma alocação ineficiente do nível de produto, como conseqüência da sub-utilização dos recursos humanos e de capital. Do lado dos trabalhadores, discriminação implica em salários diferenciados para indivíduos com a mesma produtividade e dessa forma, em incentivos diferenciados para o trabalho. Os grupos que sofrem discriminação tenderão a reduzir sua oferta de trabalho para um nível abaixo do ótimo social. Do lado da firma, quanto maior a preferência pela discriminação, mais elevado será o custo do trabalho e como consequência, mais o capital das firmas discriminadoras tenderá a ser subutilizado. (Barros, Ramos e Santos, 1995). 1 Economista. Artigo elaborado com base na monografia de conclusão do curso de economia, apresentada à Universidade Federal de Minas Gerais em fevereiro de 1999, sob a orientação de Eduardo L. G. Rios- Neto, Professor Titular do Departamento de Demografia e pesquisador do CEDEPLAR/UFMG 1

2 No contexto brasileiro, caracterizado por uma economia em crise, pelos elevados níveis de pobreza, concentração de renda, esse tipo de ineficiência tem efeitos negativos sobre o bem estar da sociedade. A discriminação por sexo reduz o impacto da participação da mulher na redução da pobreza, seja nos domicílios onde ela representa um complemento da fonte principal de renda ou nos domicílios onde ela constitui a fonte principal de rendimentos, situação que vem se tornando muito comum nos últimos anos, fruto do crescimento de número de descasamentos e do baixo índice de recasamento das mulheres. Existem vários estudos que relacionam os diferenciais de rendimento entre homens e mulheres e a existência de discriminação no mercado de trabalho brasileiro. Muitos desses estudos sugerem que o fator residual, atribuído a discriminação, tem um peso grande na explicação desses diferenciais e que a combinação do componente residual com o componente da produtividade na explicação desses diferenciais, varia segundo os tipos de emprego. Estelcner e outros (1991) analisam o comportamento de homens e mulheres no mercado de trabalho, com foco nos determinantes de status e de rendimentos, utilizando dados dos censo de Para o Brasil, esses autores encontraram um gap salarial de 48% entre trabalhadores homens e mulheres, casados, empregados como conta própria, sendo que esse gap variava regionalmente entre 39% no Sul e 59% em São Paulo. A decomposição dos salários mostrou que em todas as regiões, com exceção do Rio de Janeiro, o peso do componente residual, atribuído a discriminação, é maior que o do componente explicativo (atribuído às características individuais produtivas). Tiefenthaler (1992), comparando seus resultados com os obtidos por Estelcner (1991), verifica que os diferenciais de salários entre homens e mulheres sofreram poucas mudanças entre 1980 e 1989, apesar do crescimento da participação feminina na força de trabalho durante esse período. Além disso, a decomposição dos salários revelou mais uma vez que o fator residual, atribuído à discriminação, tem um peso maior na determinação das diferenças de salários entre homens e mulheres do que o componente explicativo. Segundo esses autores, em 1989, a discriminação era responsável por algo entre 81% e 89% do diferencial de salários entre homens e mulheres nos setores formal e conta própria. Kassouf (1998) comparou os rendimentos de homens e mulheres empregados nos setores formal e informal da economia. Os resultados encontrados por Kassouf 2

3 indicam a existência de discriminação por sexo nos dois setores da economia, sendo que a discriminação no setor informal é maior que no setor formal. Segundo a autora, as mulheres do setor formal deveriam receber 26% a mais que os homens, na ausência de discriminação. No setor informal da economia as mulheres deveriam ganhar 67% mais. Barros, Ramos e Santos (1995) acompanharam a evolução do hiato salarial entre 1981 e 1989 utilizando dados das PNADs e verificaram que, em alguns casos, o hiato salarial no Brasil metropolitano chega a 70%. Os resultados mostram uma redução de 5% nesses diferenciais ao longo desse período. A decomposição dessas diferenças mostrou que elas não podem ser explicadas por diferenças de acesso às ocupações melhor remuneradas e que diferenças de idade e nível de escolaridade explicam o hiato salarial em 15%. Uma conclusão importante desse estudo é que 10% do hiato salarial pode ser explicado por diferenças nos tipos de emprego entre os sexos. Diante dessas evidências, esse trabalho tem como objetivo investigar as diferenças de remuneração entre homens e mulheres no mercado de trabalho brasileiro, segundo os diferentes tipos de emprego. Em termos específicos pretende-se analisar a extensão do hiato salarial, e decompor esse diferencial, determinando o peso dos componentes explicativos e residuais de produtividade. O artigo divide-se em cinco sessões conforme descrito a seguir. Na segunda sessão descreveremos a metodologia. Na terceira sessão será feita a apresentação dos resultados. Na quarta sessão faremos a decomposição do diferencial. E, finalmente, na quinta sessão apresentaremos algumas considerações finais sobre os diferenciais de rendimento e a discriminação no mercado de trabalho brasileiro. 2- Metodologia 2.1. Base de dados A base de dados utilizada baseia-se na Pesquisa Nacional de Amostra por Domicílio (PNAD), do IBGE, Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística, do ano de As informações referem-se ao trabalho principal dos indivíduos ocupados, residentes em áreas metropolitanas. Não foram incluídos os indivíduos sem rendimentos ou sem declaração de rendimentos e os indivíduos não que apresentavam informação sobre o número de horas trabalhadas na ocupação principal, na semana de 3

4 referência. Foram excluídos também os indivíduos sem declaração de ocupação, de atividade, de idade e de cor. Foram definidas quatro sub-amostras: A- homens, entre 25 e 49 anos, cuja condição na família é pessoa de referência, que neste estudo chamamos de homens casados ; B- mulheres, entre 25 e 49 anos, cônjuges, as quais nos referimos como mulheres casadas ; C- homens, entre 15 e 24 anos, filhos, que chamamos de homens solteiros ; D- mulheres, entre 15 e 24 anos, filhas, que constituem as mulheres solteiras. Em cada sub-amostra, os ocupados foram divididos em seis categorias: Empregadores, Empregados com carteira, Empregados sem carteira, Conta Própria, Empregado Público e Empregado Doméstico. Os Empregados sem carteira incluem tanto os empregados sem declaração de carteira como os outros empregados sem carteira. Os Empregados Públicos agregam os funcionários públicos estatutários e os militares. A categoria Empregados domésticos é formada pelos trabalhadores domésticos com carteira, pelos trabalhadores domésticos sem carteira e pelos trabalhadores domésticos sem declaração de carteira. Não foram incluídos no universo de análise os trabalhadores na produção para o próprio consumo, os trabalhadores na construção para o próprio uso, os trabalhadores não remunerados e os trabalhadores sem declaração de posição na ocupação Medidas de discriminação A metodologia descrita abaixo já foi discutida e utilizada por autores como Oaxaca (1973), Greene (1990), Berndt (1991), Psacharopoulos e Tzannatos (1992) e Jacobsen (1994), Barros, Ramos e Santos (1995) e Kassouf (1998), em estudos que tratam de diferenças de rendimentos entre homens e mulheres e discriminação por sexo na força de trabalho Estimação das equações de rendimento Para a determinação dos rendimentos dos trabalhadores será utilizado um modelo baseado em Becker (1964) e Mincer (1974). O modelo tem como variável dependente o logaritmo natural dos rendimentos por hora, pressupondo que o indivíduo trabalhou o mês todo e como variáveis independentes a idade, o quadrado da idade, o 4

5 número de anos de estudo, o quadrado do número de anos de estudo. Foram incluídas variáveis dummy para raça e residência nas regiões metropolitanas. Sendo assim, a função de rendimentos para os trabalhadores é dada por: EW [ / S= s, A= a, E= e] = αs + βsa + δ 2 sa + γse+ φ 2 se + σsc s + ρrm s 1 1 ; (1) onde: W - logaritmo natural dos rendimentos, S - sexo, A - idade, E - anos de estudo, C - variável dummy para raça, RM - variável dummy para residência nas regiões metropolitnas. Abaixo apresentamos uma breve descrição das variáveis utilizadas na estimação das equações de rendimentos: Variável dependente: Logaritmo natural do rendimento mensal por hora. Como essa informação não existe no questionário da PNAD, ela foi construída através do cálculo do logaritmo da divisão do valor do rendimento mensal do trabalho principal por quatro vezes o número de horas que o indivíduo trabalhou na ocupação na semana de referência. Variáveis independentes: Idade (idade corresponde ao número de anos completos na data da entrevista), quadrado da idade (quadrado do número de anos completos na data da entrevista), anos de estudo(número completo de anos de estudo), quadrado dos anos de estudo(quadrado do número completo de anos de estudo), variável dummy para raça (foram omitidos os negros, pardos e indígenas), variáveis dummies para regiões metropolitanas(belém, Fortaleza, Recife, Salvador, Belo Horizonte, Rio de Janeiro, Curitiba, Porto Alegre e Distrito Federal foi omitida São Paulo). As variáveis idade e quadrado da idade são utilizadas como uma proxy para a experiência. Segundo a teoria do capital humano, os rendimentos dos trabalhadores apresentam retornos positivos e decrescentes com a experiência. Sendo assim, o sinal esperado para o coeficiente da idade é positivo e do quadrado da idade é negativo. 5

6 As variáveis anos de estudo e quadrado dos anos de estudo são uma proxy para educação. Pela teoria do capital humano, os rendimentos dos trabalhadores apresentam retornos positivos e decrescentes com a educação. Sendo assim, o sinal esperado para o coeficiente do número de anos de estudo seria positivo e o coeficiente do quadrado do número de anos de estudo seria negativo. Várias análises aplicando equações de rendimento ao caso brasileiro apontam uma relação crescente (convexa), e não decrescente (côncava) com relação à educação. Neste caso, o sinal esperado para o coeficiente do quadrado do número de anos de estudo seria positivo. Como a informação sobre o número de anos de estudo não está disponível no questionário, foi necessário fazer o cruzamento de quatro variáveis de escolaridade disponíveis na fita para obter essa informação. Esse cruzamento foi feito através da construção de um algoritmo. A variável raça é utilizada para tentar captar a existência de diferencial de remuneração entre os brancos e amarelos e os pretos, pardos e indígenas. Como a categoria omitida são os pretos, pardos e indígenas, espera-se que o sinal do coeficiente estimado para a variável dummy de raça seja positivo. As variáveis dummies regionais são utilizadas para captar diferenças de remuneração entre os trabalhadores residentes nas diferentes regiões metropolitanas brasileiras. Como a dummy omitida é São Paulo, espera-se que os coeficientes estimados para as dummies das regiões apresentem sinal negativo. Além disso, esperase que esse impacto negativo da região de residência seja maior nas regiões metropolitanas de Belém, Fortaleza, Recife e Salvador. A partir das equações de rendimento é possível calcular as taxas de retorno para a experiência e para a educação. Neste modelo a taxa de retorno para a experiência é dada por: W A = βs +2 δs a; (1) onde: W - logaritmo natural dos rendimentos, S - sexo, A - idade. 6

7 Da mesma forma, a taxa de retorno para a educação é dada por: W E = βs +2 δs e ; (1) onde: W - logaritmo natural dos rendimentos, S - sexo, e - anos de estudo Decomposição do diferencial de rendimentos O modelo utilizado para a decomposição do diferencial de rendimentos foi desenvolvido por Oaxaca (1973) e aperfeiçoado por Raimers (1985) e Cotton (1988). A decomposição mede o quanto do hiato salarial entre homens e mulheres seria modificado se ambos fossem remunerados segundo uma mesma estrutura salarial, mantendo fixos seus atributos produtivos. O método supõe que se os retornos estimados para as características são os mesmos para homens e mulheres, o diferencial entre os salários oferecidos seria um reflexo do tratamento diferenciado que é dado à essas características produtivas. Sendo assim a diferença dos salários será decomposta segundo dois componentes: uma parte atribuída diferenças nas características produtivas, e, e outra parte atribuída às diferenças nos coeficientes da regressão (discriminação), d. No processo de aplicação da técnica, deve-se determinar qual estrutura de salários deverá ser tomada como modelo não discriminatório. A análise pode ser desenvolvida segundo três modelos. O primeiro privilegia o uso dos coeficientes masculinos, o segundo o dos coeficientes femininos e um terceiro proposto por Cotton (1988) utiliza a média ponderada dos coeficientes de homens e mulheres baseada na proporção de homens e mulheres na amostra. O desenvolvimento da decomposição do hiato salarial apresentado abaixo é baseado em Barros, Ramos e Santos (1995, p. 391) A equação de rendimentos é dada por: EW [ / S= s, A= a, E= e] = αs + βs a + δs a 2 + γs e + φs e 2 + σs C s + ρrm s 1 1 ; (1) 7

8 onde: W - logaritmo natural dos rendimentos, S - sexo, A - idade, E - anos de estudo, C - variável dummy para raça, RM - variável dummy para residência nas regiões metropolitnas. temos: Reescrevendo a equação de rendimentos em função das esperanças matemáticas EW [ / S= s] = αs + βsea [ / S= s] + δ se A 2 / S = s see [ / S s] se E / S s + γ = + φ 2 = + σ sec [ / S= s] + ρ serm [ / S= s] 1 1, (2) O hiato salarial é dado por: [ / ] [ / ] = E W S = h E W S = m onde: S = h, homens, ; (3) S = m, mulheres. Mas o hiato salarial também pode ser escrito como: = d + e; (4) Tomando a função de rendimento dos homens como modelo não discriminatório, temos que: ( α α ) ( β β ) [ / ] ( δ δ ) 2 [ / ] ( γ γ ) [ / ] ( φ φ ) 2 [ / = ] + ( σ σ ) [ / = ] + ( ρ ρ ) [ / = ] d = h m + h m EA S= m+ h m EA S= m+ h m EE S= m+ h m EE S m 1h 1m EC S m 1h 1m ERM S m O componente residual, d que é uma média ponderada do diferencial de salários por sexo para cada grupo de idade e para cada nível de educação, onde os pesos são dados pela distribuição das mulheres segundo idade e anos de estudo. Dessa forma, ;(5) 8

9 d representa o diferencial de salários entre homens e mulheres igualmente produtivos O componente residual também é chamado de componente discriminatório, embora não seja possível dizer sem ambigüidades que ele representa discriminação. Temos também que: ( [ / ] [ / ]) 2 / 2 / ( EE [ / S h] EE [ / S m] ) e= βh EA S = h EA S = m + δh EA S = h EA S= m + γh = = + φh EE 2 / S= h EE S m h( EC [ S h] EC [ S m] ) 2 / = + σ1 / = 1 / = 1 + ρ1h ERM S= 1h ERM S= 1m ( [ / ] [ / ]) ; (6) O componente explicativo, e é a soma ponderada do diferencial de salários e das diferenças de idade e de nível de educação entre homens e mulheres. Quando e=0, não existe diferença nos grupos de idade e nem nos níveis de educação entre homens e mulheres. 3 Equações de rendimentos, segundo os tipos de emprego 3.1. Caracterização do ocupados, segundo os tipos de emprego A maior parte dos ocupados, do universo de análise deste estudo são empregados com carteira (48%), cuja proporção é maior que a soma dos outros dois grupos que mais concentram ocupados, os empregados sem carteira (22%) e os conta própria (15%). A proporção de ocupados nos outros tipo de emprego, empregadores (7%), empregados públicos (7%) e empregados domésticos (5%), é mais ou menos a mesma (Tabela 3.1.1). Tabela Distribuição dos Ocupados, Segundo Sexo, Status Conjugal e Tipo de Emprego - Brasil, 1996 Tipo de Emprego Homem Casado Casada Homem Solteiro Solteira Ocupados Empregadores Empregado com carteira Empregado sem carteira Conta Própria Empregado Público Empregado Doméstico Fonte: Tabulações Especiais da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios, 1996 Nos conjunto dos ocupados o número de homens é maior que o de mulheres. Desagregando pelos tipos de emprego, verifica-se que essa tendência se mantêm em todos os grupos, exceto entre os empregados domésticos e entre os funcionários públicos, onde tanto entre os casados, como entre os solteiros, o número de mulheres é 9

10 maior que o de homens. Entre os empregados domésticos essa diferença é grande, sendo que o número de mulheres casadas chega a ser quase dez vezes o número de homens. No caso dos empregados públicos essa diferença é bem pequena, sendo que observa-se quase que o mesmo número de homens e de mulheres. Os dados da tabela mostram os coeficientes de razão de sexo. A razão de sexo, o número de homens dividido pelo número de mulheres, foi calculada para os ocupados casados e solteiros, segundo o tipo de emprego. Os grupos que apresentam coeficientes de razão de sexo maiores que 1 são aqueles onde a proporção de homens é maior que a de mulheres. No conjunto dos ocupados, a proporção homens é maior que a de mulheres. Os empregadores, empregados sem carteira, conta-própria e empregados com carteira casados apresentam uma proporção de homens muito superior à de mulheres. Para os empregados domésticos a proporção de mulheres maior que a proporção de homens. Os grupos empregado público casados e solteiros e empregado com carteira solteiro apresentam uma distribuição proporcional de homens e mulheres, com coeficientes de razão de sexo próximos de 1. Nos grupos empregados com carteira e conta própria existe uma diferença significativa nos coeficientes de razão de sexo entre os casados e solteiros. Nos outros grupos, os coeficientes de razão de sexo entre casados e solteiros são semelhantes. Tabela Razão de Sexo dos Ocupados, Segundo o Status Conjugal e Tipo de Emprego - Brasil, 1996 Tipo de Emprego Casados Solteiros Ocupados 1,90 1,36 Empregadores 3,09 3,08 Empregado com carteira 3,69 1,20 Empregado sem carteira 2,14 2,20 Conta Própria 2,03 3,03 Empregado Público 0,76 0,78 Empregado Doméstico 0,10 0,15 Fonte: Tabulações Especiais da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios, 1996 O dados da tabela indicam que a média de idade dos homens é maior que a média de idade das mulheres, tanto para os ocupados casados, como para os ocupados solteiros. Em geral os grupos seguem essa tendência, com exceção dos empregados públicos casados, onde a idade média é a mesma para homens e mulheres, dos empregadores solteiros e conta própria solteiros, onde as mulheres são mais novas. Os empregados domésticos apresentam um perfil oposto, com mulheres mais velhas entre os casados e homens mais velhos entre os solteiros. A média de idade não varia muito entre os grupos. Entre os casados os grupos que apresentam as maiores médias de idade 10

11 são os empregadores e os empregados públicos. Entre os solteiros os grupos com menor média de idade são os empregados domésticos e os empregados sem carteira. Segundo os dados da tabela 3.1.4, as mulheres ocupadas apresentam um número maior de anos de estudo tanto entre os casados, onde o número médio de anos de estudo dos homens é 8,3 anos e o das mulheres é 8,9 anos, como entre os solteiros, onde os homens têm em média 8,2 anos de estudo e as mulheres 9,3 anos de estudo. Essa tendência se verifica em todos os tipos de emprego, exceto nos empregados domésticos casados, onde os homens são mais escolarizados. Os grupos mais escolarizados são os empregados públicos, seguidos pelos empregadores e pelos empregados com carteira. Os empregados domésticos são os menos escolarizados. Uma observação interessante é que as mulheres solteiras, mesmo sendo mais novas, apresentam níveis de escolaridade maiores que as casadas, exceto nos grupos empregadores e empregados públicos, que são os tipos de emprego com maiores níveis de escolarização. O mesmo acontece com os homens empregados com carteira, como conta própria e como empregados domésticos. Tabela Média de Idade dos Ocupados, Segundo Sexo, Status Conjugal e Tipo de Emprego, Brasil Tipo de Emprego Homem Casado Casada Homem Solteiro Solteira Ocupados 37,0 36,3 19,8 19,9 Empregadores 38,5 37,4 21,3 20,2 Empregado com carteira 36,4 35,0 20,3 20,4 Empregado sem carteira 36,1 35,5 18,8 19,2 Conta Própria 37,9 37,0 20,4 20,1 Empregado Público 38,3 38,4 21,6 21,9 Empregado Doméstico 35,2 36,2 18,8 18,6 Fonte: Tabulações Especiais da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios, 1996 Tabela Número Médio de Anos de Estudo dos Ocupados, Segundo Sexo, Status Conjugal e Tipo de Emprego - Brasil, 1996 Tipo de Emprego Homem Casado Casada Homem Solteiro Solteira Ocupados 8,3 8,9 8,2 9,3 Empregadores 10,3 11,2 10,2 10,9 Empregado com carteira 8,2 9,8 8,8 9,9 Empregado sem carteira 7,7 8,9 7,4 9,1 Conta Própria 7,6 8,2 7,9 9,3 Empregado Público 11,2 12,5 10,9 12,2 Empregado Doméstico 5,8 5,8 6,2 6,5 Fonte: Tabulações Especiais da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios,

12 Os dados da tabela mostram que o rendimento médio dos homens é maior que o das mulheres, tanto entre os ocupados casados, cujo diferencial de rendimento médio observado é de 33,72%, como entre os ocupados solteiros, cujo diferencial é de 4,87%. Além disso, o diferencial entre os casados é maior que entre os solteiros. Entre os ocupados casados os homens apresentam rendimentos médios maiores que as mulheres casadas em todos os grupos, exceto no grupo empregado doméstico. Neste grupo os homens têm em média um rendimento 2,4% menor que o das mulheres. Entre os ocupados solteiros os homens apresentam rendimentos menores que os das mulheres apenas nos grupos empregadores, empregados com carteira e empregados domésticos. Nos grupos com empregados públicos, empregados sem carteira e conta própria os homens solteiros ganham a menos que as mulheres, em média 26,2%, 14,1% e 7,02%, respectivamente. Os grupos que possuem os rendimentos médios mais elevados são os empregadores e os empregados públicos. O grupo empregado doméstico é o que apresenta menor média de rendimentos. Tabela Rendimento Médio dos Ocupados, Segundo Sexo, Status Conjugal e Tipo de Emprego - Brasil, 1996 Tipo de Emprego Homem Casado Casada Homem Solteiro Solteira Casados Solteiros Ocupados 1,3 0,9 0,4 0,4 33,72% 4,78% Empregadores 2,2 1,9 1,4 1,3 25,60% 15,05% Empregado com carteira 1,2 1,0 0,6 0,5 21,30% 5,20% Empregado sem carteira 0,9 0,7 0,2 0,3 26,42% -14,14% Conta Própria 1,2 0,9 0,5 0,6 27,30% -7,02% Empregado Público 1,8 1,5 1,0 1,2 25,40% -26,20% Empregado Doméstico 0,3 0,4 (0,0) (0,3) -2,40% 32,74% Fonte: Tabulações Especiais da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios, Equações de rendimento, segundo os tipos de emprego A tabela mostra as estimativas das equações de rendimento para os ocupados casados, segundo os tipo de emprego. As estimativas para os homens ocupados casados mostram que a variável idade está positivamente associada à taxa de salários, a variável quadrado da idade está negativamente associada, a variável anos de estudo associa-se negativamente e a variável quadrado dos anos de estudo está positivamente associada. A variável dummy para raça mostrou-se significante e positiva e todas as dummies regionais são negativas e altamente significativas. Isso significa que os rendimentos dos homens ocupados casados aumentam à taxas decrescentes com a idade e a taxas crescentes com o número de anos de estudo. Os homens casados brancos e amarelos têm em média rendimentos mais elevados que os 12

13 dos negros, pardos e índios e que esses rendimentos seriam menores dos que se eles estivessem trabalhando na região metropolitana de São Paulo. Os resultados encontrados para as mulheres ocupadas casadas são bem parecidos. Os rendimentos dessas mulheres aumentam à taxas decrescentes com a idade e apresentam retornos crescentes para educação. Caso sejam brancas ou amarelas, os rendimentos dessas mulheres são maiores que se comparado ao das mulheres negras, pardas e indígenas e menores do que seriam se elas trabalhassem na região metropolitana de São Paulo, com exceção do Distrito Federal. No Distrito Federal os rendimentos das ocupadas casadas seriam em média 10% maiores, que se elas estivessem trabalhando na região metropolitana de São Paulo. Em resumo, para os ocupados casados, as estimativas vão de encontro aos resultados esperados. É importante destacar o efeito positivo e altamente significativo da dummy de raça, que constitui um indício de discriminação por raça na força de trabalho. Outro ponto que chama atenção são impactos diferenciados das dummies regionais. A diferença de rendimentos em relação a região metropolitana de São Paulo é bem maior para ocupados casados trabalhando nas regiões metropolitanas de Recife, Fortaleza, Salvador e Belém. As estimativas das equações de rendimento para os diferentes tipos de emprego dos ocupados casados confirmam que existem diferenças na estrutura de remuneração, tanto entre os grupos, como dentro dos grupos por sexo e status conjugal. Segundo as estimativas obtidas para os ocupados casados, a idade possui impacto positivo apenas sobre o rendimento dos homens e mulheres empregados com carteira, das mulheres empregadas sem carteira e dos empregados públicos homens. O número de anos de estudo tem um impacto positivo sobre quase todos os grupos estudados. Os únicos grupos em que a educação não possui impacto significativo são os homens e as mulheres empregados como domésticos e as mulheres empregadoras. A variável raça não apresenta um impacto significativo sobre os rendimentos das empregadoras, das empregadas sem carteira, das mulheres conta própria e dos empregados domésticos homens e mulheres. Na maior parte dos tipos de empregos as variáveis regionais possuem impacto negativo sobre os rendimentos de homens e mulheres casados. As variáveis regionais não têm influência sobre os rendimentos dos empregadores homens em Salvador, no 13

14 Distrito Federal e no Rio de Janeiro, das mulheres empregadas com carteira e como conta própria no Distrito Federal, das mulheres sem carteira e dos empregados domésticos homens mulheres no Distrito Federal e em Curitiba. Nos grupos empregadoras mulheres e empregados públicos homens e mulheres o impacto das variáveis regionais é mais restrito. Entre as empregadoras mulheres, as únicas regiões onde as variáveis regionais são significativas são Fortaleza e Recife. Entre as empregadas públicas essa as variáveis regionais são significativas em Belém, Recife e Salvador e Distrito Federal e entre os empregados públicos, apenas o Distrito Federal é significante. No caso dos homens e mulheres empregados públicos no Distrito Federal, chama a atenção o fato do impacto da variável regional ser positivo, o que significa que os empregados públicos casados no Distrito Federal ganham mais do que ganhariam se fossem empregados públicos na região metropolitana de São Paulo. A tabela mostra as estimativas das equações de rendimento para os ocupados solteiros, segundo os tipos de emprego. A estimativa da equação de rendimentos para os homens ocupados solteiros mostra que a variável idade está positivamente associada à taxa de salários e a variável quadrado da idade está negativamente associada. A variável dummy de raça é significativa e positiva e todas as dummies regionais são negativas e altamente significativas. Nas estimativas para as ocupadas solteiras as variáveis idade e quadrado da idade mostraram-se não significativas. As variáveis anos de estudo e quadrado dos anos de estudo são significativas, assim como a dummy para a raça. Todas as variáveis regionais mostraram-se negativas e significativas, com exceção do Distrito Federal, onde a dummy regional não apresenta um impacto significativo. Dessa forma pode-se afirmar que os rendimentos dos ocupados solteiros, homens e mulheres, aumentam a taxas crescentes com o número de anos de estudo, que os brancos e amarelos têm rendimentos mais elevados, que se comparado aos dos negros, pardos e índios. Em qualquer região metropolitana brasileira, os ocupados e ocupadas solteiros terão rendimentos menores que teriam se estivessem trabalhando na região metropolitana de São Paulo, com exceção das mulheres do Distrito Federal. Apenas os rendimentos dos homens solteiros serão afetados pela idade. As estimativas das equações de rendimento para os diferentes tipos de emprego dos ocupados casados também confirmam diferenças na estrutura de remuneração para 14

15 os grupos e dentro dos grupos, por sexo e status conjugal. Os resultados das estimativas desagregadas por tipo de emprego mostram que os homens empregados com carteira constituem o único grupo em que a idade possui um impacto significativo sobre os rendimentos. Nos demais grupos o impacto da idade mostrou-se não significativo. O nível de educação só possui impacto sobre os rendimentos dos homens e mulheres empregados com carteira, dos homens e mulheres empregados sem carteira e os homens conta própria. A variável de raça tem um impacto positivo para homens e mulheres empregados com carteira e para os homens conta própria, dado que essa variável é altamente significativa para os trabalhadores com carteira. Em quatro grupos em especial, as diferenças regionais não têm impacto sobre os rendimentos: homens e mulheres empregadores, os homens e mulheres empregados públicos, com exceção de Porto Alegre, dos empregados domésticos homens, exceto Fortaleza e das mulheres conta própria, exceto Fortaleza e Salvador. No demais grupos as dummies regionais em geral mostram-se significativas, salvo algumas exceções como mulheres com carteira no Distrito Federal, homens empregados sem carteira no Rio de Janeiro, Porto Alegre e Curitiba e mulheres empregadas sem carteira no Distrito Federal e em Curitiba e empregadas domésticas no Rio de Janeiro e em Curitiba Taxas de retorno para experiência e educação Nesta sessão apresentamos os retornos estimados para experiência e para educação. As taxas de retorno foram estimadas para os ocupados como um todo e de forma desagregada por tipo de emprego. Vale lembrar que, nas estimativas das equações de rendimento desgregadas por tipo de emprego, os coeficientes das variáveis idade, quadrado da idade, educação e quadrado da educação mostraram-se não significativos para vários grupos. Nesses casos, as interpretações sobre os retornos não fazem sentido e dessa forma, só serão considerados na análise os grupos cujos coeficientes mostraramse significativos Retornos para a experiência Segundo a teoria do capital humano a curva de rendimentos para a experiência é côncava, ou seja a derivada primeira é positiva e a derivada segunda é negativa, o que 15

16 implica em retornos positivos e decrescentes para a experiência com o aumento da idade (Berndt, 1991). Tabela Estimativas dos Retornos para a Experiência dos Ocupados Casados, Segundo Sexo e Tipo de Emprego - Brasil, Ocupados Empregadores Emp. C. Carteira Emp. S. Carteira Conta Própria Emp. Público Emp. Doméstico Idade Homem Homem Homem Homem Homem Homem Homem 25 3,2% 1,9% 1,3% 1,7% 3,0% 2,5% 0,8% 5,1% 1,8% 0,7% 5,4% -0,8% 6,2% 0,1% 35 2,4% 1,5% 1,3% 1,6% 2,5% 1,3% 1,4% 1,7% 1,5% 1,0% 3,0% 0,7% 2,1% 0,1% 45 1,6% 1,0% 1,3% 1,5% 1,9% 0,0% 2,1% -1,7% 1,3% 1,3% 0,6% 2,2% -2,0% 0,2% 49 1,2% 0,8% 1,3% 1,5% 1,7% -0,4% 2,3% -3,1% 1,2% 1,4% -0,4% 2,8% -3,6% 0,2% Fonte: Elaboração própria com base nos dados da Pesquisa Nacional de Amostra por Domicílio, 1996 A tabela mostra os retornos para experiência estimados para homens e mulheres casados, segundo os tipos de emprego. As taxas de retorno para experiência para ocupados homens e mulheres são positivos e decrescentes, sendo que as taxas de retorno para os homens são maiores que para as mulheres. Desagregando por tipo de emprego, essa tendência é verificada para os homens com carteira e para os homens empregados públicos, sendo que estes apresentam retornos negativos aos 49 anos de idade. As mulheres empregadas com carteira e as mulheres empregadas sem carteira apresentam taxas de retorno positivas e decrescentes para a experiência, sendo que as mulheres sem carteira apresentam retornos negativos aos 45 anos. Tabela Estimativas dos Retornos para a Experiência dos Ocupados Solteiros, Segundo Sexo e Tipo de Emprego - Brasil, Ocupados Empregadores Emp. C. Carteira Emp. S. Carteira Conta Própria Emp. Público Emp. Doméstico Idade Homem Homem Homem Homem Homem Homem Homem 15 9,7% 3,2% 2,0% -18,9% 11,4% 7,2% 7,3% 4,7% 12,8% -17,2% -3,9% 25,2% -14,1% -1,0% 20 5,7% 2,7% 3,6% 5,6% 5,5% 3,4% 4,1% -0,6% 5,8% 0,2% 0,8% -2,4% 9,7% 3,8% 24 2,5% 2,3% 4,9% 25,3% 0,8% 0,3% 1,5% -4,9% 0,3% 14,1% 4,6% -24,4% 28,8% 7,6% Fonte: Elaboração própria com base nos dados da Pesquisa Nacional de Amostra por Domicílio, 1996 A tabela mostra as taxas de retorno para experiência para homens e mulheres solteiros. Os retornos para experiência para ocupados homens e mulheres solteiros também são positivos e decrescentes, e as taxas de retorno para os homens são maiores que para as mulheres. Entre os solteiros, o único grupo que apresenta coeficientes significativos para a experiência são os homens empregados com carteira. Para este grupo os retornos para a experiência também são positivos e decrescentes Retornos para a educação De acordo com a teoria do capital humano a curva de rendimentos para a educação é côncava, ou seja, a derivada primeira é positiva e a derivada segunda é negativa, o que incorre em retornos decrescentes para a educação. (Berndt, 1991). Mas 3 Os grupos, cujos coeficientes para a experiência mostraram-se significativos, encontram-se sombreados 4 Os grupos, cujos coeficientes para a experiência mostraram-se significativos, encontram-se sombreados 16

17 como já foi discutido na sessão 2, vários estudos apontam que no caso brasileiro, a curva de rendimentos seria convexa, o que implica em retornos positivos e crescentes para a educação. Tabela Estimativas dos Retornos para a Educação dos Ocupados Casados, Segundo Sexo e Tipo de Emprego - Brasil, Anos de Ocupados Empregadores Emp. C. Carteira Emp. S. Carteira Conta Própria Emp. Público Emp. Doméstico Estud Homem Homem Homem Homem Homem Homem Homem 4 4,6% 3,7% 3,3% 0,5% 2,8% 1,2% 3,9% 5,3% 4,9% 3,1% 0,2% 8,7% 4,0% 1,9% 8 12,0% 12,5% 8,9% 7,2% 11,6% 11,9% 12,9% 12,9% 10,5% 11,9% 7,8% 12,4% -3,6% 1,3% 12 19,5% 21,2% 14,6% 13,9% 20,3% 22,6% 21,9% 20,6% 16,2% 20,7% 15,4% 16,1% -11,1% 0,8% 16 27,0% 30,0% 20,2% 20,5% 29,1% 33,3% 30,9% 28,3% 21,8% 29,5% 23,1% 19,9% -18,6% 0,2% Fonte: Elaboração própria com base nos dados da Pesquisa Nacional de Amostra por Domicílio, 1996 A tabela mostra que os retornos para educação estimados para os casados são positivas e crescentes, sendo que a taxa de retorno são maiores para as mulheres que para os homens. Desagregando por tipo de emprego, essa tendência é verificada em todos os grupos. Os menores retornos para a educação foram encontrados nos grupos homens empregadores, funcionários públicos, homens trabalhando como conta própria. Os grupos empregados com carteira e empregados sem carteira são os que apresentam os maiores retornos para a educação. Verifica-se também que em todos os tipos de emprego os retornos para a educação são maiores que os retornos para a experiência. Tabela Estimativas dos Retornos para a Educação dos Ocupados Solteiros, Segundo Sexo e Tipo de Emprego - Brasil, Anos Ocupados Empregadores Emp. C. Carteira Emp. S. Carteira Conta Própria Emp. Público Emp. Doméstico Estudo Homem Homem Homem Homem Homem Homem Homem 4 2,9% 3,9% -7,7% 13,1% -0,4% -2,2% 4,7% 2,0% 1,2% 4,0% 25,6% 53,0% -6,0% 0,6% 8 9,7% 11,2% 11,5% 12,6% 8,0% 7,4% 9,8% 10,2% 10,0% 11,8% 21,7% 35,9% 5,6% 1,0% 12 16,4% 18,6% 30,7% 12,0% 16,3% 17,0% 15,0% 18,4% 18,8% 19,6% 17,8% 18,9% 17,1% 1,4% 16 23,2% 25,9% 49,9% 11,5% 24,7% 26,6% 20,1% 26,6% 27,5% 27,3% 13,8% 1,8% 28,6% 1,7% Fonte: Elaboração própria com base nos dados da Pesquisa Nacional de Amostra por Domicílio, 1996 A tabela mostra que as taxas de retorno para educação para os solteiros também são positivas e crescentes e bem parecidas, embora a taxa das mulheres seja um pouco mais elevada. Desagregando por tipo de emprego verifica-se que os homens e mulheres empregados sem carteira, os homens e mulheres empregados como conta própria e os empregados com carteira também seguem essa tendência. Esses grupos apresentam retornos elevados para a educação, sobretudo para os níveis mais elevados de escolaridade. Também entre os solteiros, os retornos para a educação são maiores que os retornos para a experiência. 5 Os grupos, cujos coeficientes para a educação mostraram-se não significativos, encontram-se sombreados 6 Os grupos, cujos coeficientes para a educação mostraram-se significativos, encontram-se sombreados 17

18 Tabela Equações de Rendimento para Homens e es Casados, Segundo Tipo de Emprego - Brasil, 1996 Ocupados Empregadores Emp. C. Carteira Emp. S. Carteira Conta Própria Emp. Público Emp. Doméstico Variáveis Homem Home m INTERCEP Home m Home m Homem Home m Home m (0,53) (0,35) 0,98 0,66 (0,24) (0,55) 0,55 (2,46) 0,10 0,43 (1,38) 0,66 (2,76) 0,50 ** ** IDADE IDADEQ ANOEST ANOESTQ RACA BELEM FORTLEZ RECIFE SALVADO BELOHTE RIO CURITIB PORTALE DISTFED 0,05 0,03 0,01 0,02 0,04 0,05 (0,01) 0,14 0,02 (0,00) 0,11 (0,05) 0,16 (0,00) *** ** ** ** ** (0,00) (0,00) 0,00 (0,00) (0,00) (0,00) 0,00 (0,00) (0,00) 0,00 (0,00) 0,00 (0,00) 0,00 ** ** (0,03) (0,05) (0,02) (0,06) (0,06) (0,10) (0,05) (0,02) (0,01) (0,06) (0,07) 0,05 0,12 0,02 ** *** *** *** ** 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,01 0,00 (0,01) (0,00) *** *** *** *** *** *** *** *** *** *** ** 0,18 0,21 0,15 0,33 0,32 0,17 0,17 0,14 0,12 0,06 0,14 0,17 0,11 (0,06) *** *** *** *** *** ** *** ** *** (0,47) (0,38) (0,54) 0,20 (0,49) (0,45) (0,55) (0,41) (0,45) (0,31) (0,05) (0,33) (0,93) (0,67) *** *** *** *** *** *** ** *** ** ** ** *** (0,59) (0,55) (0,44) (0,57) (0,66) (0,60) (0,60) (0,61) (0,59) (0,70) (0,20) 0,12 (0,70) (0,85) *** *** ** ** *** *** *** *** *** *** ** *** (0,59) (0,61) (0,50) (0,74) (0,66) (0,61) (0,61) (0,76) (0,55) (0,59) (0,22) (0,32) (0,57) (0,92) *** *** *** ** *** *** *** *** *** *** *** ** *** (0,50) (0,49) (0,15) (0,06) (0,51) (0,44) (0,57) (0,61) (0,57) (0,61) (0,22) (0,26) (1,16) (0,96) *** *** *** *** *** *** *** *** ** *** *** (0,38) (0,32) (0,44) (0,40) (0,41) (0,32) (0,31) (0,30) (0,37) (0,31) (0,00) 0,01 (0,67) (0,57) *** *** *** *** *** *** ** *** *** ** *** (0,35) (0,23) (0,20) (0,30) (0,43) (0,39) (0,35) (0,29) (0,23) (0,01) (0,11) (0,15) (0,67) (0,23) *** *** *** *** *** ** *** ** *** (0,20) (0,13) (0,29) (0,12) (0,21) (0,20) (0,31) (0,01) (0,16) (0,10) 0,01 (0,15) (0,51) (0,06) *** ** ** *** *** *** ** (0,36) (0,25) (0,51) (0,19) (0,36) (0,29) (0,26) (0,33) (0,36) (0,26) (0,14) 0,02 (0,84) (0,26) *** *** *** *** *** ** ** *** ** *** *** (0,08) 0,10 0,08 0,25 (0,20) (0,02) (0,30) 0,02 (0,18) (0,05) 0,39 0,51 (0,23) (0,21) ** ** *** ** ** *** *** R 2 Ajustado OBS ***- P<0,001 **- P<0,05 *-P<0,01 18

19 Tabela Equações de Rendimento para Homens e es Solteiros, Segundo Tipo de Emprego - Brasil, 1996 Ocupados Empregadores Emp. C. Carteira Variáveis Homem Home m Home m Emp. S. Carteira Home m Conta Própria Emp. Público Emp. Doméstico Home m Home m INTERCEP -2,4832-0,774 1, ,26-2,863-1,663-2,074-1,877-3,509 7,024 0,018 8 *** ** ** Home m -14,41 8, ,022 6 IDADE 0,2181 0,046-0,029-0,927 0, *** ** 0, , , , ,692-0,18 1, ,858-0,155 IDADEQ -0,004-5E-04 0,001 0,024-0,006-0,004-0,003-0,005-0,007 0, ** ** 0, ,028 0, ,004 8 ANOEST -0,038-0,035-0,269 0,137-0,088-0,118-0,005-0,062-0,075-0,038 0,295 8 ** ** 0,701-0,175 0,002 8 ANOESTQ 0, , ,024-7E-04 0, ,012 0, , ,010 9 *** *** *** *** *** ** ** 0, ,005-0,021 0, ,000 4 RACA 0, , ,369-0,518 0,12 0, , , ,235 5 *** *** *** *** ** 0, ,132 0, ,153 0,097 5 BELEM -0,4951-0,619 0,145-0,895-0,639-0,658-0,508-0,512-0,158-0,979-0,559-1,349-0,404-0,572 1 *** *** *** *** *** *** *** FORTLEZ -0,5141-0,625 0,814-0,252-0,511-0,596-0,502-0,662-0,552-0,826 0,853-0,475-1,174-0, *** *** *** *** *** *** ** ** ** *** RECIFE -0,5325-0,546-0, ,574-0,5-0,48-0,485-0,472-0,63-0,173-0,75-0,691-0,642 *** *** *** *** *** *** ** *** SALVADO -0,5186-0,552 0, ,427-0,505-0,584-0,636-0,456-0,89-0,556-0,007-1,054-0,583 9 *** *** *** *** *** *** ** ** *** BELOHTE -0,2895-0,367 0,192-0,613-0,393-0,382-0,279-0,38 0,094-0,419 0,233-0,237-0,435-0, *** *** *** *** *** *** ** RIO -0,2211-0,282-0, ,29-0,337-0,118-0,238-0,337-0,436-0,255 0,266-0,127-0,17 *** *** *** *** ** ** CURITIB -0,1294-0,17 0, ,473-0,167-0,17-0,072-0,24-0,233-0,428-0,418-0,457 0,173 9 ** ** ** ** -0,082 PORTALE -0,1828-0,236 0,979-0,139-0,261-0,231-0,104-0,397-0,254 0,008-0,247-1,048-0,288-0, *** *** *** *** *** ** ** DISTFED -0,1566-0,068 1,156-0,316-0,228-0,026-0,196-0,055 0,298-0,415-0,041 0,191-0,43-0, ** ** ** ** R 2 Ajustado OBS ***- P<0,001 **- P<0,05 *-P<0,01 19

20 4 Decomposição do diferencial de salários, segundo o tipo de emprego A tabela 4.1 mostra o hiato salarial estimado entre homens e mulheres casados, segundo o tipo de emprego. A tabela mostra também a proporção desse hiato que é explicado por características produtivas, e e a proporção que é explicada residualmente, d. O hiato salarial entre os ocupados casados é de 0,34 reais. Os resultados da decomposição mostram que o componente explicativo ( e) é negativo, indicando que o hiato salarial não pode ser explicado por diferenças de idade e de educação entre os sexos, dado que os atributos produtivos das mulheres casadas são melhores que os dos homens. Deveria existir um hiato salarial, mas no sentido contrário, favorecendo as mulheres casadas ocupadas, que são mais educadas que os homens, mas o peso do componente discriminatório é tão grande, que reverte completamente as vantagens das mulheres. Ao fazer a decomposição do hiato salarial para os tipos de emprego foram encontrados resultados interessantes. No caso das pessoas casadas, quase todos os tipos de empregos apresentam um hiato salarial que favorece os homens, sendo que o maior diferencial é encontrado, 0,28 reais, é entre os conta própria. Não existem muitas diferenças no tamanho do hiato entre os grupos. Para os empregados sem carteira o diferencial é de 0,26, para os empregados públicos é de 0,25 e para os empregados com carteira é de 0,21 reais. O grupo dos empregados domésticos casados é o único em que o diferencial favorece as mulheres. O hiato salarial das empregadas domésticas é de 0,02 reais. A decomposição do hiato salarial para as pessoas ocupadas casadas, segundo os tipos de emprego, mostra 3 padrões distintos (figura 4.1). Os empregadores, os empregados com carteira e os empregados sem carteira apresentam o componente explicativo ( e) negativo, o que significa que o hiato salarial entre homens e mulheres não pode ser explicado por diferenças de idade e de educação. Se a forma de remuneração no mercado de trabalho fosse a mesma para homens e mulheres, nesses grupos deveria existir um hiato salarial negativo, ou seja, um hiato salarial em favor das mulheres. Para os empregados como conta própria, grupo que apresenta o maior hiato salarial entre os sexos, o componente explicativo ( e) mostra-se muito pequeno vis a vis o componente residual. Apesar do componente residual ser o segundo menor entre os 20

21 grupos, o impacto do componente explicativo é insuficiente, o que produz o diferencial elevado apresentado pelos conta própria. Esse resultado reflete a pequena diferença nos atributos produtivos de homens e de mulheres. Entre os empregados domésticos casados os resultados indicam que existe um pequeno diferencial favorecendo as mulheres, quando na verdade, deveria haver um diferencial de salários em favor dos homens, uma vez que o componente explicativo é positivo. Tabela Hiato Salarial, Componente Explicativo e Componente Residual Estimados para os Ocupados Casados, Segundo Tipo de Emprego Tipo de Emprego Hiato Salarial Estimado Componente Explicativo e Componente Residual d Ocupados 0,34 (0,06) 0,40-19% 119% Empregador 0,26 (0,11) 0,36-41% 141% Empregado C. Carteira 0,21 (0,17) 0,39-81% 181% Empregado S. Carteira 0,26 (0,16) 0,43-61% 161% Conta Própria 0,28 (0,01) 0,29-4% 104% Empregado Público 0,25 (0,14) 0,39-54% 154% Empregado Doméstico -0,02 0,01 (0,03) -29% 129% Fonte: Elaboração própria com base nos dados da Pesquisa Nacional de Amostra por Domicílio, 1996 É importante destacar que o efeito do componente residual ( d) é muito grande em todos os grupos, com exceção dos empregados domésticos. Em todos esses casos ele é mais que o dobro do peso do componente explicativo ( e), indicando que mesmo entre os diferentes empregos, o impacto ponderado dos atributos produtivos das mulheres é, em geral, 50 % menor que o impacto ponderado dos atributos pessoais. A tabela 4.2 mostra, para os ocupados solteiros, o hiato salarial estimado entre homens e mulheres, o componente explicativo ( e) e o componente residual calculado ( d), segundo o tipo de emprego. O hiato salarial por sexo é de 0,05 reais. A decomposição mostra que o componente explicativo ( e) é negativo, indicando que os atributos produtivos das mulheres solteiras são melhores que os dos homens. Além disso, o componente residual ( d) tem um grande peso na determinação do total dos diferenciais de rendimentos. Após desagregar o hiato salarial por tipo de emprego podese verificar que em alguns grupos, a existência de hiato favorece as mulheres. Esses grupos são os empregados públicos, cujo diferencial a favor das mulheres é de 0,26 reais, os empregados sem carteira cujo diferencial é de 0,14 e os conta própria, onde esse diferencial é de 0,07. No grupos empregadores, empregados com carteira e 21

22 empregados domésticos, o diferencial de rendimentos favorece os homens, sendo que o diferencial é maior para os empregados domésticos, grupo no qual esse diferencial é de 0,327 reais. Cumpre observar que o segmento dos empregados domésticos é um segmento tipicamente feminino, conforme mostram os coeficientes de razão de sexo da tabela Figura 4.1 Decomposição do Hiato Salarial para os Ocupados Casados, Segundo Tipo de Emprego - Brasil, ,50 0,40 0,30 0,20 0,10 - (0,10) (0,20) (0,30) Ocupados Empregador Empregado C. Carteira Empregado S. Carteira Conta Própria Empregado Público Empregado Doméstico Componente Explicativo Componente Residual Fonte: Elaboração própria com base nos dados da Pesquisa Nacional de Amostra por Domicílio, 1996 A decomposição do hiato salarial para os ocupados solteiros mostra que nos grupos empregadores e empregados com carteira o componente explicativo é negativo e tem um peso grande. Mais uma vez as diferenças de idade e de escolaridade entre os sexos não explicam o diferencial de salários e a forma de remuneração do mercado de trabalho inverte o sentido do hiato, mesmo em grupos onde o componente explicativo tem um peso significativo (figura 4.2). Os resultados da decomposição do hiato dos empregados públicos, dos empregados sem carteira e dos empregados conta própria, grupos cujo o hiato salarial favorece as mulheres, demonstram a existência de duas tendências. Para os empregados sem carteira e para os empregados conta própria o componente explicativo, e, é maior que o componente residual, ( d). Isso indica que apesar do diferencial de salários favorecer as mulheres, o hiato salarial deveria ser ainda maior em favor das mulheres, se homens e mulheres fossem remunerados segundo a mesma estrutura salarial. No caso dos empregados públicos, tanto o componente explicativo como o componente residual são negativos. Dessa forma, além das mulheres serem mais escolarizadas que os homens, elas ainda contam com uma ajuda da estrutura de remuneração do mercado de trabalho. Assim, caso 22

23 homens e mulheres fossem remunerados segundo a mesma estrutura, o hiato salarial em favor das mulheres deveria ser um pouco menor. É interessante observar que os atributos pessoais das mulheres solteiras são bem melhores que os dos homens solteiros. A figura 4.2 mostra que à exceção dos empregados públicos, o componente residual é positivo para todas as categorias ocupacionais, embora em alguns grupos ele tenha um grande peso, como é o caso dos empregadores, empregados com carteira e empregados domésticos, enquanto em outros o peso do componente residual seja menor, como nos grupos empregados com carteira e conta própria. Mostra também que o componente residual é menor entre os solteiros que entre os casados. Tabela Hiato Salarial, Componente Explicativo e Componente Residual Estimados para os Ocupados Solteiros, Segundo Tipo de Emprego Tipo de Emprego Hiato Salarial Estimado Componente Explicativo e Componente Residual d Ocupados 0,05 (0,13) 0,18-277% 377% Empregador 0,15 (0,20) 0,35-134% 234% Empregado C. Carteira 0,05 (0,12) 0,17-226% 326% Empregado S. Carteira -0,14 (0,21) 0,07 150% -50% Conta Própria -0,07 (0,14) 0, % -96% Empregado Público -0,26 (0,23) (0,04) 87% 13% Empregado Doméstico 0,33 0,07 0,26 22% 78% Fonte: Elaboração própria com base nos dados da Pesquisa Nacional de Amostra por Domicílio, 1996 Figura 4.2 Decomposição do Hiato Salarial para os Ocupados Solteiros, Segundo o Tipo de Emprego - Brasil, ,40 0,30 0,20 0,10 Componente Explicativo Componente Residual - (0,10) Ocupados Empregador Empregado C. Carteira Empregado S. Carteira Conta Própria Empregado Público Empregado Doméstico (0,20) (0,30) Fonte: Elaboração própria com base nos dados da Pesquisa Nacional de Amostra por Domicílio,