Salário Mínimo e Desigualdade Salarial: Um Estudo com Densidades Contrafactuais nas Regiões Metropolitanas Brasileiras

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1 Saláro Mínmo e Desgualdade Salaral: Um Estudo com Densdades Contrafactuas nas Regões Metropoltanas Brasleras Bruno Kawaoka Komatsu Naérco Aquno Menezes Flho Julho de 2014 Resumo Nos anos 2000 o mercado de trabalho braslero apresentou dversas transformações, em paralelo ao acelerado crescmento real do saláro mínmo e amplação do setor formal. Nosso objetvo é avalar o peso desses dos fatores, das mudanças nas condções de oferta e demanda e das característcas da força de trabalho sobre a dstrbução salaral entre 2004 e Nossos resultados ndcam que o saláro mínmo contrbuu para reduzr dspersão salaral, especalmente entre as mulheres e no estrato mas baxo da dstrbução. Entre aqueles com maor renda, o prncpal fator para reduzr a dspersão foram as condções de oferta e demanda. Abstract In the 2000s the Brazlan labor market had several changes n parallel to rapd growth of the real mnmum wage and the expanson of the formal sector. We am to evaluate the mportance of these two factors, the changng condtons of supply and demand and the characterstcs of the workforce on wage dstrbuton between 2004 and Our results ndcate that the mnmum wage contrbuted to reduce wage dsperson, especally among women and n the lowest stratum of the dstrbuton. Among those wth hgher ncome, the man factor to reduce the dsperson were the condtons of supply and demand. Palavras Chave: Saláro Mínmo; Desgualdade Salaral; Estmação de Densdades Kernel. Key Words: Mnmum Wage; Wage Inequalty; Kernel Densty Estmaton. JEL Codes: C01; J31; L38 Área: Mcroeconoma Aplcada Agradecemos o apoo fnancero da Fundação de Amparo à Pesqusa do Estado de São Paulo FAPESP) para a realzação da dssertação de Mestrado que deu orgem a esse trabalho. Centro de Polítcas Públcas - Insper. E-mal: brunokk@nsper.edu.br Centro de Polítcas Públcas - Insper e Faculdade de Economa, Admnstração e Contabldade - USP. E-mal: naercoamf@nsper.edu.br 1

2 1 Introdução e Objetvos Em anos recentes, o mercado de trabalho no Brasl tem apresentado tendêncas de mudança de algumas de suas característcas em uma conjugação muto dferente de dácadas anterores e bastante nteressante do ponto de vsta da lteratura econômca. Em adção ao crescmento real sstemátco do saláro mínmo, verfcado desde a establzação da moeda em 1994, o mercado de trabalho apresenta redução da desgualdade de renda e de saláros, alada ao aumento da proporção de ocupados no setor formal da economa partr de meados de As Fguras 1 a 3 abaxo mostram que entre o prmero trmestre de 2002 e o últmo trmestre de 2013 o saláro mínmo teve crescmento real de 75%, enquanto a abrangênca do setor formal aumentou cerca de 10 pontos percentuas no mesmo período, chegando a 63% no fnal de Paralelamente, o índce de Gn da renda per capta recuou 9% entre 2001 e 2009, segundo uma tendênca aparentemente comum a dversos países da Amérca Latna. Fgura 1: Saláro Mínmo Real Médas Trmestras, em R$ de 2011) Brasl Fonte: IBGE. Obs.: valores ajustados a partr do IPCA/IBGE. Fgura 2: Índce de Gn para Renda per Capta Países Seleconados Fonte: World Bank 2

3 Fgura 3: Proporção de Empregados Formas entre Ocupados Médas Trmestras) Brasl Metropoltano Fonte: IBGE. Elaboração própra. Obs.: Consderamos como formas os empregados com cartera de trabalho assnada, funconáros públcos e mltares. No mercado de trabalho, de forma mas geral, se observou no mesmo período uma ntensa redução da taxa de desemprego, de 12% no prmero trmestre de 2002 para 5% no prmero trmestre de 2014 Fgura 4). Esse movmento fo assocado ao crescmento de 17% do saláro médo, o que sugere que a demanda por trabalho aumentou na últma década. Fgura 4: Taxa de Desemprego e Saláro Médo Médas Trmestras) Brasl Metropoltano Fonte: IBGE.Obs.: valores ajustados a partr do IPCA/IBGE. A lteratura empírca sobre o saláro mínmo se organza em torno de dos exos temátcos, a saber, os efetos da varação do saláro mínmo sobre o emprego e o mpacto daquele sobre os saláros ULYSSEA; FOGUEL, 2006). No presente estudo temos como objetvo contrbur para o debate nesse segundo conjunto de estudos, tendo em vsta o acelerado crescmento real do saláro mínmo dos últmos. Atualzando o trabalho de Menezes-Flho e Rodrgues 2009), utlzamos a metodologa de densdades contrafactuas desenvolvda por DNardo, Fortn e Lemeux 1996) com algumas adaptações para os dados da Pesqusa Mensal de Emprego PME) entre 2004 e Nosso objetvo é de avalar os efetos de cnco fatores sobre a dspersão salaral: o crescmento do saláro mínmo, a expansão da formalzação, as mudanças da composção da população quanto a suas característcas pessoas, as transformações das condções de oferta e demanda e fatores resduas. A prncpal vantagem desse método é de permtr uma representação vsual clara dos mpactos dos fatores seleconados, de modo que é possível dentfcar pontos da dstrbução salaral mas sujetos à nfluênca ndvdual de cada fator. Temos duas contrbuções prncpas nesse trabalho em relação aos trabalhos anterores. Uma delas 3

4 é a realzação dessa avalação no período mas recente, nas regões economcamente mas dnâmcas do país. A outra é a consderação das transformações das condções de oferta e demanda do mercado de trabalho, como o fazem DNardo, Fortn e Lemeux 1996), que parece ter grande mportânca no contexto de crescmento econômco puxado pelo aumento do consumo e redução do desemprego. É mportante notar que essas mudanças podem ter sdo responsáves pelo crescmento do nível salaral em méda, além das consderações de atrbutos pessoas como a escolardade da força de trabalho. Concluímos que o crescmento do saláro mínmo exerceu efetos de redução da dspersão salaral, especalmente entre as mulheres e na cauda nferor da dstrbução. No entanto, esses efetos são bastante reduzdos, uma vez que nvertemos a ordem de decomposção. A formalzação também contrbuu para a redução da desgualdade salaral entre os homens, porém com magntude muto nferor à do saláro mínmo e, entre as mulheres, sensível à nversão da ordem de decomposção. As transformações na composção por característcas pessoas teve efetos no sentdo de aumentar a dspersão. Os efetos das mudanças nas condções de oferta e demanda, por fm, foram nconclusvos, uma vez que mudaram de snal conforme a ordem de decomposção, exceto na cauda superor da dstrbução. Nesse estrato esse fator se consttuu como o mas relevante para a redução da desgualdade salaral. 2 Revsão de Lteratura Há na lteratura empírca relatva convergênca de resultados com relação ao problema da dstrbução de saláros para os anos 1980 e 1990, ndcando que o aumento do saláro mínmo achata a dstrbução dos saláros na cauda nferor, reduzndo a desgualdade salaral entre aqueles que permanecem ocupados ULYSSEA; FOGUEL, 2006; MENEZES-FILHO; RODRIGUES, 2009). Esses resultados são também váldos para a desagregação do mercado de trabalho nos setores formal e nformal. No entanto, há poucos estudos que ldam com essa questão no contexto braslero mas recente dos anos Fajnzylber 2001) verfca os efetos dferencados ao longo da dstrbução de saláros, de forma desagregada para trabalhadores formas e nformas, utlzando a PME para o período 1982 a O autor estmou a varação percentual do saláro mensal real devda à varação percentual do saláro mínmo real, dexando lvre a dferencação desses efetos em relação aos dferentes pontos da dstrbução de saláros. Os resultados obtdos com essa metodologa ndcam efetos postvos do aumento do saláro mínmo sobre toda a dstrbução de saláros, em especal nas faxas salaras mas baxas e próxmas ao valor do saláro mínmo. Lemos 2009) apresenta resultados convergentes para os setores formal e nformal da economa utlzando dados da PME para o período Menezes-Flho e Rodrgues 2009) utlzam a metodologa de densdades contrafactuas que segumos nesse capítulo para verfcar os mpactos do saláro mínmo sobre a dstrbução do saláro real sem mpor a pror uma relação funconal entre as varáves, utlzando novamente a Pesqusa Naconal por Amostra de Domcílos PNAD). A abordagem decompõe as dferenças das dstrbuções salaras dos períodos e em relação a cnco fatores: varações do saláro mínmo real, o grau de sndcalzação, o nível de escolardade dos trabalhadores, da dstrbução de característcas ndvduas exceto a escolardade e o grau de sndcalzação), e mudanças resduas. Os autores encontraram meddas postvas da varação da desgualdade nos períodos analsados para as dstrbuções contrafactuas assocadas ao saláro mínmo que decresce em ambos os períodos), mplcando que o efeto composção da varação negatva do saláro mínmo sobre a dstrbução salaral age no sentdo de aumentar a desgualdade. Em outras palavras, a redução do saláro mínmo está assocada ao aumento da desgualdade salaral. Esse efeto é maor para os trabalhadores do setor formal, enquanto os resultados para o setor nformal são 4

5 pouco robustos. Apesar desse consenso na lteratura para os anos 1980 e 1990, há poucos estudos que examnam a relação entre o saláro mínmo e a dstrbução salaral no período de crescmento do saláro mínmo e de redução da desgualdade a partr de Pouco se sabe sobre os mpactos dessas transformações em um contexto de amplação do setor formal, de polítca de valorzação real do saláro mínmo e de aumento da demanda por trabalho como se tem observado recentemente e, portanto, cabera uma nvestgação mas detalhada sobre esses efetos. Frpo e Res 2006) fazem uma avalação do saláro mínmo sobre as mudanças da dstrbução entre 2001 e 2005 com dados da PNAD, através da decomposção em fatores relaconados à contrbução do saláro mínmo sobre a desgualdade em cada um daqueles anos e a varação devda à mudança do saláro compettvo de mercado. Seus resultados mostram que o saláro mínmo apresentou mpactos postvos na redução observada da desgualdade medda pelos índces de Gn, T de Thel e L de Thel, da ordem de, respectvamente, 36%, 30% e 60%. Os autores, além dsso, concluem que o aumento do saláro mínmo nos anos seguntes deveram ter efetos menores, uma vez que em uma economa com a nflação controlada o saláro mínmo tendera a perder mportânca como elemento ndexador. O estudo de Neder e Rbero 2010) realza um exercíco com dados das PNADs de 2002 e 2008 utlzando a mesma metodologa que remos mplementar nesse capítulo, com os recortes espacas para o Brasl como um todo e para as regões Nordeste e Sul de forma separada, com o objetvo de comparar os efetos do saláro mínmo em regões com dferenças de concentração de renda e de trabalhadores que recebem o saláro mínmo maores no Nordeste). Suas conclusões são de que a valorzação do saláro mínmo possu efetos de desconcentração dos rendmentos salaras nas três regões, em especal para as mulheres. O nosso estudo com a mesma metodologa se justfca pelos seguntes motvos. Entre dezembro de 2008 e o mesmo mês de 2011 o saláro mínmo naconal apresentou um aumento real relevante, de 11,5%. Além dsso, a utlzação da PME permte que nos concentremos sobre os efetos do aumento do saláro mínmo nas regões econômcas mas dnâmcas. Por últmo, nós procuramos mplementar a decomposção pelo fator de varação das condções de oferta e demanda, que fo utlzado no trabalho de DNardo, Fortn e Lemeux 1996), porém não fo consderado por Neder e Rbero 2010). 3 Metodologa Nessa seção descreveremos a metodologa de decomposção das dferenças entre densdades salaras proposta por DNardo, Fortn e Lemeux 1996); seguremos de perto a sua descrção e notação. Aqueles autores estendem a metodologa de decomposção de Oaxaca 1973) de modo a consderar os efetos dos fatores ao longo de toda a dstrbução salaral. Nas subseções seguntes detalharemos a decomposção da varação das densdades entre dos nstantes de tempo por quatro fatores: dos deles nsttuconas o saláro mínmo e a taxa de formalzação) e dos deles devdos às condções do mercado de trabalho as característcas ndvduas e as condções de oferta e demanda). No geral a metodologa pode ser descrta da segunte forma. Consdere o caso da decomposção da varação entre as densdades salaras entre 2004 e 2011 em relação às característcas dos ndvíduos. Sejam w o logartmo do saláro real, z um vetor de característcas ndvduas e t o nstante de tempo. Além dsso, seja m t o saláro mínmo em t. Cada observação consttu um vetor w, z, t), que pertence a 5

6 uma dstrbução conjunta F w, z, t). Nesse caso, cada nstante de tempo t consderado é vsto como um evento possível pertencente ao espaço dos dados. A densdade margnal do saláro no nstante t pode ser escrta como uma ntegração da dstrbução condconal das característcas z em relação à dstrbução das mesmas característcas no tempo t z ; colocado formalmente: f t w) = df w, z t w,z = t; m t ) = z Ω z fw z, t w = t; m t )df z t z = t) z Ω z 1) fw; t w = t, t z = t, m t ) onde Ω z é o domíno de defnção das característcas z. Dessa forma, as densdades que de fato ocorreram em 2004 e em 2011 respectvamente ndexadas por 04 e 11 ) podem ser escrtas como: f 04 w) = fw; t w = 04, t z = 04; m 04 ) = fw z, t w = 04; m 04 )df z t z = 04) 2) z Ω z f 11 w) = fw; t w = 11, t z = 11; m 11 ) = fw z, t w = 11; m 11 )df z t z = 11) 3) z Ω z A densdade salaral contrafactual que sera observada caso as característcas z estvessem nos níves de 2011 será dada por: f04 11 w) = fw; t w = 04, t z = 11; m 04 ) = fw z, t w = 04; m 04 )df z t z = 11) z Ω z 4) Note que a dferença entre a densdade contrafactual f e aquela que de fato aconteceu f 04 ocorre somente sobre a função densdade das característcas em relação à qual se faz a ntegração. Se tvermos um conjunto de pesos ψ z tas que: fw z, t w = 04; m 04 )df z t z = 11) = z Ω z ψ z z)fw z, t w = 04; m 0 4)dF z t z = 04) z Ω z 5) então será possível estmar a densdade contrafactual a partr somente de dados observados de Para que a gualdade da expressão acma seja verdadera, é necessáro que a estrutura salaral ou de preços de 2004 ndependa da dstrbução das característcas ndvduas z: fw z, t w = 04; m 04 ) df z t z = 04) 6) Sob essa hpótese, então, a função de ponderação que satsfaz à equação anteror da densdade contrafactual será: ψ z z) df z t z = 11) df z t z = 04) A hpótese de ndependênca entre a estrutura de preços e a dstrbução de característcas não é muto realsta e mplca a desconsderação dos efetos de equlíbro geral de ajuste de preços que decorre das mudanças da dstrbução das característcas z. Dessa forma, com essa metodologa não é possível consderar os efetos totas que teram ocorrdo ao contablzarmos os efetos dos fatores através das densdades contrafactuas; o que se faz é um exercíco menos ambcoso de estmação das densdades que teram prevalecdo em 2004 caso os fatores fossem aqueles de 2011 e os trabalhadores fossem pagos segundo a estrutura salaral de Utlzaremos essa hpótese de forma adaptada na decomposção pelos três fatores, nas subseções 7) 6

7 seguntes. A decomposção da dferença entre as densdades de 2004 e 2011 fo feta prmero em relação à varação do saláro mínmo; em seguda, pelas varações da formalzação, das característcas pessoas e dos fatores resduas. 3.1 Saláro Mínmo Para medrmos os efetos do saláro mínmo sobre a dstrbução salaral utlzamos as mesmas hpóteses que DNardo, Fortn e Lemeux 1996) sobre os efetos do saláro mínmo sobre as densdades; são elas: H1: O saláro mínmo não possu efetos de spllover sobre a dstrbução de saláros acma do saláro mínmo. Sejam w o logartmo do saláro real, z um vetor de característcas ndvduas e t o nstante de tempo. Sejam m 0 e m 1 dos valores do saláro mínmo, tas que m 0 m 1 ; a hpótese mplca que para as densdades condconas dos saláros fw z, t w ; m 0 ) e fw z, t w ; m 1 ) são tas que: [1 Iw m 1 )]fw z, t w ; m 0 ) = [1 Iw m 1 )]fw z, t w ; m 1 ) H2: A forma da densdade condconal do saláro real abaxo do saláro mínmo depende somente do valor real do saláro mínmo. Para dos nstantes t 0 e t 1 em que os saláros mínmos são de respectvamente m 0 e m 1 m 0 m 1 ), a forma da densdade condconal fw z, t 0 ; m 1 ) que prevalecera em t 0 se m 0 fosse elevado ao nível de m 1 é proporconal à forma da densdade fw z, t 1 ; m 1 ) para os saláros guas ou abaxo de m 1. H3: O saláro mínmo não tem efetos sobre as probabldades de emprego. O trabalho de DNardo, Fortn e Lemeux 1996) é aplcado para o caso dos Estados Undos entre 1979 e 1988, um período em que o saláro mínmo sofreu redução em termos reas, de modo que a densdade contrafactual de 1988 fo construída levando o saláro mínmo de volta ao nível de No caso braslero, em contraste, o saláro mínmo apresentou aumento real entre 2004 e 2011; como utlzamos as mesmas hpóteses propostas pelos autores, tvemos que fazer a nversão entre os nstantes de tempo ncal e fnal, de modo que a densdade contrafactual calculada fo aquela de 2004 com o saláro mínmo de Como veremos em seguda, formalmente não há dferença para o resultado fnal entre qual ponto no tempo se utlza como níco para a contablzação da varação entre as densdades. Substantvamente, a questão à qual a densdade contrafactual responde muda lgeramente e passara a ser então: qual tera sdo a densdade salaral em 2004 se o saláro mínmo tvesse sdo elevado ao nível daquele de As decomposções pelos demas fatores rão segur essa mesma ordem de tempo, de modo que as fórmulas seguntes se assemelham ao trabalho de Neder e Rbero 2010). Note que efetos de spllover do aumento do saláro mínmo sobre a massa de saláros pouco acma daquele que, porém, dexaram os saláros anda abaxo da méda, faram com que a desgualdade geral da dstrbução dmnuísse. Por conta dsso a utlzação da hpótese H1 faz com que estejamos subestmando o efeto do aumento do saláro mínmo sobre a gualdade salaral; se mesmo sob essa hpótese efetos forem encontrados, sso sgnfca que provavelmente os efetos reas seram anda maores. A hpótese H2 se justfca, uma vez que fora do setor formal da economa não exste uma regra para a adoção do saláro mínmo, embora no Brasl o aumento desse também exerça efetos sobre os saláros pratcados no setor nformal FAJNZYLBER, 2001; LEMOS, 2009). Com esse procedmento, é possível observar os efetos do saláro mínmo de forma ndependente das característcas pessoas. A produção sobre os efetos do saláro mínmo sobre o emprego um dos exos temátcos do debate destacados na ntrodução), ao contráro dos efetos sobre os saláros, consttu um dos tópcos mas 7

8 polêmcos sobre o tema. Apesar das dscordâncas sobre o sentdo do mpacto, no entanto, consttu um fato estlzado a reduzda magntude desses efetos ULYSSEA; FOGUEL, 2006). Dessa forma, a hpótese H3 pode ser entendda como uma aproxmação e não parece estar longe da realdade. Os efetos dervados das mudanças das condções de oferta e demanda do mercado de trabalho, além dsso, serão captados por um fator específco veja subseção 3.3). Sob as hpóteses H1 a H3, a função de densdade condconal contrafactual de 2004 com o saláro mínmo de 2011 será: fw z, t w = 04; m 11 ) = Iw m 11 )ψ w z, m 11 )fw z, t w = 11; m 11 ) 8) + [1 Iw m 11 )]fw z, t w = 04; m 04 ) onde ψ w z, m 11 ) é uma função de reponderação para a densdade ntegrar 1: ψ w z, m 11 ) = P w m 11 z, t w = 04) P w m 11 z, t w = 11) 9) Sob a hpótese adconal de que a estrutura salaral de 2011 ndepende da dstrbução das característcas pessoas z, a densdade margnal contrafactual será: fw; t w = 04, t z = 04, m 11 ) = fw z, t w = 04; m 11 )df z t z = 04) = 10) = Iw m 11 )ψ w z, m 11 )fw z, t w = 11; m 11 )df z t z = 04)+ + [1 Iw m 11 )]fw z, t w = 04; m 04 )df z t z = 04) = = Iw m 11 )ψ w z, m 11 )fw z, t w = 11; m 11 )ψ z z) 1 df z t z = 11)+ + [1 Iw m 11 )]fw z, t w = 04; m 04 ) onde ψ z z) 1 = df z t z = 04) df z t z = 11) = P z t z = 04) P z t z = 11) 11) Defnmos então a função de ponderação ψ como: ψz, m 11 ) ψ w z, m 11 )ψ z z) 1 12) Utlzando a regra de Bayes nos dos termos, a expressão acma pode ser smplfcada para: ψz, m 11 ) = ψ w z, m 11 )ψ z z) 1 = P w m 11 z, t w = 04) P z t z = 04) P w m 11 z, t w = 11) P z t z = 11) = P t w=04 z,w m 11)P w m 11 z) P t w=04 z) P t w=11 z,w m 11)P w m 11 z) P t w=11 z) = P t w = 04 z, w m 11 ) P t z = 11) P t w = 11 z, w m 11 ) P t z = 04) P t z = 04 z) P t z = 11) P t z = 11 z) P t z = 04) 13) Probt: As probabldades do prmero termo da função de ponderação podem ser estmadas por um modelo P t w = t z, w m 11 ) = P ε > β z) = Φβ z), t {04, 11} 8

9 onde Φ ) é a função de dstrbução normal padrão acumulada. Esse modelo é mplementado na base de dados de observações de 2004 e de 2011 emplhadas. As probabldades do segundo termo da função de ponderação P t z = t) podem ser estmadas pelas proporções de observações da amostra emplhada, ponderada pelos pesos amostras. 3.2 Formalzação e Característcas Pessoas Em contraste com a CPS Current Populaton Survey) utlzada por DNardo, Fortn e Lemeux 1996), a PME não apresenta uma varável para a stuação de sndcalzação do trabalhador. Por esse motvo, no lugar daquela varável nsttuconal, como no trabalho de Neder e Rbero 2010), utlzamos a stuação de formalzação do ndvduo. O vetor de varáves z é composto pela varável ndcadora da stuação de formalzação u e as demas varáves ndvduas x: z u, x). Na decomposção na ordem normal, defnda acma, a avalação da formalzação vem antes daquela das característcas pessoas. Nesse caso, supondo a ndependênca entre a densdade condconal dos saláros e a taxa de formalzação, a densdade contrafactual de 2004 com a estrutura salaral da formalzação de 2011 será dada por: fw; t w = 04, t u x = 11, t x = 04, m 04 ) = 14) = fw u, x, t w = 04; m 04 )df u x, t u x = 11)dF x t x = 04) = = fw u, x, t w = 04; m 04 )ψ u x df u x, t u x = 04)dF x t x = 04) onde ψ u x u, x) df u x, t u x = 11) df u x, t u x = 04) = 15) = u P u = 1 x, t u x = 11) P u = 1 x, t u x = 04) + [1 u] P u = 0 x, t u x = 11) P u = 0 x, t u x = 04) Como no caso do saláro mínmo, as probabldades da função de ponderação podem ser estmadas por um modelo Probt: P u = 1 x, t u x = t) = P ε > β tx) = Φβ tx), t {04, 11} Em relação às demas característcas ndvduas x, supondo que a densdade salaral condconal não depende da dstrbução das mesmas característcas, a densdade contrafactual será dada por: fw; t w = 04, t u x = 04, t x = 11, m 04 ) = 16) = fw u, x, t w = 04; m 04 )df u x, t u x = 04)dF x t x = 11) = = fw u, x, t w = 04; m 04 )ψ x x)df u x, t u x = 04)dF x t x = 04) 9

10 onde defnmos a função de ponderação como: ψ x x) df x t x = 11) df x t x = 04) = P x t x = 11) P x t x = 04) = P t x = 11 x)p x) P t x = 11) = P t x = 11 x) P t x = 11) P t x = 04 x) P t x = 04) P t x = 04) P t x = 04 x)p x) = 17) Novamente estmamos as probabldades do prmero termo da função com um modelo Probt: P t x = t x) = P ε > β x) = Φβ x), t {04, 11} Para a avalação dos efetos na ordem nversa, as característcas pessoas x são consderadas antes da formalzação; temos então: fw; t w = 04, t u = 04, t x u = 11, m 04 ) = 18) = fw u, x, t w = 04; m 04 )df u t u = 04)dF x u, t x u = 11) = = fw u, x, t w = 04; m 04 )ψ x u u, x)df u t u = 04)dF x u, t x u = 04) onde ψ x u u, x) df x u, t x = 11) df x u, t x = 04) = P x u, t x = 11) P x u, t x = 04) = 19) = P t x = 11 u, x)p x u) P t x = 04 u) P t x = 11 u) P t x = 04 u, x)p x u) = = P t x = 11 u, x) P t x = 04 u) P t x = 04 u, x) P t x = 11 u) No caso da formalzação, temos: fw; t w = 04, t u = 11, t x u = 04, m 04 ) = 20) = fw u, x, t w = 04; m 04 )df u t u = 11)dF x u, t x u = 04) = = fw u, x, t w = 04; m 04 )ψ u u)df u t u = 04)dF x u, t x u = 04) onde defnmos ψ u u) df u t u = 11) df u t u = 04) = P t u = 11 u) P t u = 04) P t u = 04 u) P t u = 11) 21) Note que, F z) F u, x) = F u x)f x) = F x u)f u). Então a função defnda na equação 7 pode ser reescrta como: ψ z z) = df z t z = 11) df z t z = 04) = df x u, t x = 11)dF u t u = 11) df x u, t x = 04)dF u t u = 04) = ψ x uu, x)ψ u u) 22) ψ z z) = df z t z = 11) df z t z = 04) = df u x, t u = 11)dF x t x = 11) df x x, t u = 04)dF x t x = 04) = ψ u xu, x)ψ x x) Logo, ψ x u u, x) = ψ u x u, x) ψ xx) ψ u u) 23) 10

11 Portanto, só é precso estmar as funções ψ u x u, x), ψ x x) e ψ u u). 3.3 Oferta e Demanda Para a avalação dos efetos das mudanças nas condções de oferta e demanda nós segumos, com pequenas adaptações, o modelo de Bound e Johnson 1992), utlzado por DNardo, Fortn e Lemeux 1996) e descrta detalhadamente por Dnardo, Fortn e Lemeux 1994). Esse modelo fo utlzado orgnalmente para avalar emprcamente explcações alternatvas sobre as grandes mudanças na estrutura salaral dos Estados Undos na década de Na decomposção que realzaremos no presente trabalho, esse fator corresponde ao ajuste da estrutura de preços para alguns tpos de trabalho, relaconado às mudanças nas condções de oferta e demanda. Em outras palavras, ele representa a densdade contrafactual que tera sdo observada em 2004 se o componente da estrutura de preços devdo à concorrênca do mercado de trabalho não relaconadas a dossncrasas ndvduas ou a prêmos setoras específcos) relaconados a certos tpos de trabalho defndos por dade, sexo e escolardade) tvesse sdo aquela de Consderando que exstem J grupos demográfcos defndos por sexo, experênca potencal e escolardade e I setores de atvdade na economa, Bound e Johnson 1992) colocam que a méda geométrca dos saláros de cada grupo demográfco j, j {1,..., J}, sera composta por um termo relatvo ao saláro compettvo que sera dêntco em todos os setores de atvdade da economa, {1,..., I}) e uma soma de termos que expressam fatores partculares de cada grupo j nos dferentes setores. O modelo de Bound e Johnson 1992) para cada grupo demográfco j, tal como adotado por DNardo, Fortn e Lemeux 1996), é descrto por: w j = 1 σ ln D j 1 σ ln N j ) ln 24) σ onde w j é a varação do saláro compettvo, ln N j denota a mudança na oferta de um dado tpo de trabalho; ln D j representa a mudança na demanda por um dado tpo de trabalho; e ln é um choque tecnológco, que no modelo é o erro resdual. Nosso objetvo é estmar as varações das médas salaras de cada grupo j devdo somente às varações relaconadas à oferta e à demanda, ou seja, lgadas aos termos ln N j e ln D j. Formalmente, queremos obter os termos ŵ j. O prmero passo sera o de se obter uma medda de mudança na méda do log do saláro para cada grupo j, lmpa de mudanças nas característcas ndvduas ou nos prêmos partculares aos setores, ou seja, de se obter os termos w j. Para sso, a amostra fo dvdda em 32 grupos demográfcos defndos por sexo, dade e escolardade. 1 z 2 é o vetor das demas característcas. 2 Seja z z 1, z 2 ), onde z 1 denota o status do setor e da formalzação e Consegumos solar a varação do saláro compettvo através da regressão dos logs dos saláros em z 1 e z 2, nas varáves dummy para os 32 grupos e em todas as nterações de z 1 e z 2 com sexo, na amostra sem aqueles que recebem o saláro mínmo. Para cada grupo j computamos o valor predto para uma pessoa representatva cujo vetor z 2 é gual à méda do grupo de um período z 2j ) e cujo vetor z 1 é gual à méda da amostra ntera de um período z 1 ). 1 Utlzamos 2 categoras de sexo, 4 categoras de dade 15 a 24 anos, 25 a 34 anos, 35 a 44 anos e 45 anos ou mas) e 4 categoras de escolardade até 3 anos, 4 a 7 anos, 8 a 10 anos e 11 anos ou mas). 2 Consderamos o tpo de ocupação, estado cvl, a Regão Metropoltana, posção na famíla, posção na ocupação, raça/cor e nterações entre dade e escolardade. 11

12 A méda corrgda será então: w j = ŵ 11 z 1, z 2j ) ŵ 04 z 1, z 2j ) 25) onde ŵ t z 1, z 2j ) é o valor predto da célula j para a regressão no período t {04, 11}. O termo relatvo à oferta de trabalho é defndo como: ln N j = ln N j11 ln N j04 26) onde N jt é o número de pessoas no grupo j no tempo t e pode ser calculado de forma dreta. O termo relatvo à demanda é estmado através de equações própras, cuja dervação é bastante ntrncada e a apresentamos no apêndce equações A.13 e A.15). Como DNardo, Fortn e Lemeux 1996), estmamos a equação em segundas dferenças a varação no período menos a varação no período ) para elmnar tendêncas lneares específcas aos grupos, e não restrngmos os coefcentes de D j e N j para serem guas, como prevê a teora. Dos vetores sntetzam as condções de oferta e demanda: d t = ln D 1,t,..., ln D 32,t ) e n t = ln N 1,t,..., ln N 32,t ). Dessa forma o vetor de característcas relaconadas à dstrbução salaral de 2004 pode ser expanddo para fw z, t w = 04; m 04, d 04, n 04 ) e a densdade contrafactual que tera ocorrdo caso as condções de oferta e demanda de 2004 fossem aquelas levadas a 2011 é dada por: fw z, t w = 04; m 04, d 11, n 11 ) = fw + ŵ j z, t w = 04; m 04, d 04, n 04 ) 27) onde ŵ j é a varação do log do saláro compettvo devdo às varações nas condções de oferta e demanda. 3 O efeto total dessas varações sobre a densdade salaral será então dado por: fw; t w = 04; m 04, d 11, n 11 ) = fw + ŵ j z, t w = 04; m 04, d 04, n 04 )df z t z = 04) 28) 3.4 Estmação das Densdades Salaras Na estmação das densdades utlzamos o estmador kernel adaptatvo proposto por Abramson 1982), que permte a varação da bandwdth de acordo com a regão da dstrbução da amostra. A vantagem desse estmador é de que ele mnmza o problema da utlzação de bandwdths fxas, que podem suavzar demas regões com altas concentrações de observações e dexar de suavzar áreas com baxas concentrações. Seja w 1, w 2,..., w n uma amostra da varável w, com pesos a 1,..., a n ; o estmador da densdade de w é defndo como: f K w; h) = 1 A n =1 a hλ K ) w w onde A = n =1 a, K ) é a função kernel, h é um parâmetro de suavzação ou bandwdth e λ é o fator local. Esse últmo depende de um prmero estágo em que se estma a densdade f K w; h); ele é defndo como: onde G ) é a méda geométrca calculada em. hλ 29) ) λ G fk w; h) =, = 1,..., n 30) f K w ; h) 3 No trabalho de DNardo, Fortn e Lemeux 1996), a varação é subtraída do log do saláro; novamente devdo à nversão dos anos ncal e fnal nas densdades contrafactuas, a varação entre 2004 e 2011 devdo às mudanças nas condções de oferta e demanda deve ser somada ao log saláro de 2004 para que esse apresente as condções de mercado de

13 A estmação do prmero estágo é feta através de um estmador kernel de bandwdth fxa e depende da escolha desse parâmetro. Segundo o trabalho de DNardo, Fortn e Lemeux 1996), tentamos ncalmente utlzar o procedmento de Sheather e Jones 1991) para a defnção das larguras de banda ótmas, porém verfcamos que com ele as densdades se tornaram muto acdentadas; por esse motvo, utlzamos o estmador de bandwdth ótmo de Slverman; esse possu a desvantagem de exgr a hpótese de normaldade da dstrbução dos dados. Todas as estmações foram fetas com a função kernel gaussana. Os pesos a foram compostos pelos pesos amostras multplcados pelas funções de ponderação. Como descrevemos anterormente, a decomposção das dferenças entre as densdades de 2004 e de 2011 fo realzada prmero em relação às mudanças no saláro mínmo; em seguda, pelas mudanças na formalzação, pelas mudanças nas característcas pessoas e, por fm, pelas mudanças nas condções de oferta e demanda. Formalmente, temos: f 04 w) f 11 = fw; t w = 04, t u x = 04, t x = 04, m 04 ) fw; t w = 11, t u x = 11, t x = 11, m 11 ) = [fw; t w = 04, t u x = 04, t x = 04, m 04 ) fw; t w = 04, t u x = 04, t x = 04, m 11 )] + [fw; t w = 04, t u x = 04, t x = 04, m 11 ) fw; t w = 04, t u x = 11, t x = 04, m 11 )] + [fw; t w = 04, t u x = 11, t x = 04, m 11 ) fw; t w = 04, t u x = 11, t x = 11, m 11 )] + [fw; t w = 04, t u x = 11, t x = 11, m 11, d 04, n 04 ) fw; t w = 04, t u x = 11, t x = 11, m 11, d 11, n 11 )] + [fw; t w = 04, t u x = 11, t x = 11, m 11, d 11, n 11 ) fw; t w = 11, t u x = 11, t x = 11, m 11, d 11, n 11 )] 31) Na prátca, na decomposção aplcamos as funções de ponderação segundo o segunte esquema: Ordem Normal: fw; t w, t u x, t x, m t) Tabela 1: Pesos Utlzados nas Estmações das Densdades Saláro Mínmo Formalzação Característcas Pessoas Oferta-Demanda t u x = 11, t x = t u x = 11, t x = t u x = 11, t x = Ano Amostra t u x = 04, t x = 04, m 11, d 04, n 04 04, m 11, d 04, n 04 11, m 11, d 04, n 04 11, m 11, d 11, n w m 11 ψ ψψ u x ψψ u x ψ x ψ ψ u x ψ x t x u = 11, t u = t x u = 11, t u = t x u = 11, t u = 2004 w m 11 w > m ψ u x 0 ψ u x ψ x w + ŵ j m w + ŵ j > m ψ u x ψ x Ordem Inversa: Oferta- Característcas fw; t w, t x u, t u, m t) Demanda Pessoas Formalzação Saláro Mínmo Ano Amostra t x u = 04, t u = 04, m 04, d 11, n 11 04, m 04, d 11, n 11 11, m 04, d 11, n 11 11, m 11, d 11, n w m ψ ψ x u ψ u w m w > m w + ŵ j m 11 1 ψ x u ψ x u ψ u 0 w + ŵ j > m 11 1 ψ x u ψ x u ψ u ψ x u ψ u 13

14 3.5 Meddas de Dspersão Com o objetvo de medr os mpactos das mudanças dos quatro fatores consderados sobre as densdades salaras vamos utlzar as seguntes meddas de dspersão das densdades: ˆ Desvo Padrão; ˆ Dferença dos logs do 90º e do 10º percents; ˆ Dferença dos logs do 50º e do 90º percents; ˆ Dferença dos logs do 10º e do 50º percents; ˆ Dferença dos logs do 75º e do 25º percents dferença nterquartl); ˆ Dferença dos logs do 5º e do 95º percents; ˆ Índce de Gn; ˆ Coefcente T de Thel. A maora das meddas fo calculada utlzando o comando nequal7 de Kerm 2001), que é uma versão revsada do comando nequal crado por Whtehouse 1995). A vantagem da versão revsada é de que ela permte a ncorporação de pesos analítcos no cálculo das meddas de dspersão; dessa forma, para o cálculo das meddas de dspersão das densdades contrafactuas, utlzamos as funções ponderadoras do mesmo modo que na estmação daquelas densdades. Algumas das meddas foram calculadas utlzando parte do códgo dsponblzado no apêndce do artgo de Neder e Rbero 2010). 3.6 Dados Nesse trabalho vamos utlzar os dados da Pesqusa Mensal de Emprego PME) realzada mensalmente pelo Insttuto Braslero de Geografa e Estatístca IBGE) desde o níco dos anos Trata-se de uma pesqusa domclar amostral realzada com o objetvo de produzr ndcadores conjunturas do mercado de trabalho das prncpas Regões Metropoltanas brasleras 4. Essa pesqusa coleta dados sobre característcas de educação, emprego, desemprego e natvdade dos entrevstados; utlzaremos os dados a partr de Março de 2002, quando a nova metodologa, vgente até a data atual, fo mplementada. Sua amostragem segue um esquema de panel rotatvo, de modo que um mesmo domcílo entra na amostra e nela permanece por alguns meses. As amostras utlzadas no presente exercíco foram consttuídas agrupando somente os domcílos entrantes na amostra da PME de todos os meses dos anos de 2004 e Escolhemos 2004 como ano ncal para a análse, porque é a partr de então que a méda salaral passa a ter ganhos reas; entre janero de 2004 e janero de 2011 esses ganhos chegam a cerca de 22%. Como destacam Rbas e Soares 2008), o panel rotatvo da PME, especalmente na nova sére daquela pesqusa, apresenta uma taxa de atrto de observações relevante ao longo do tempo devdo a motvos dversos. Esse atrto pode ocorrer devdo a característcas observáves ou não observáves dos ndvíduos; no últmo caso, a perda de observações podera causar nconsstênca das estmatvas. Por 4 São ses as Regões Metropoltanas abrangdas: Regão Metropoltana de Belo Horzonte, de Porto Alegre, de Recfe, do Ro de Janero, de Salvador e de São Paulo. 14

15 esse motvo, no presente exercíco optamos por utlzar somente os domcílos que estavam entrando na amostra pela prmera vez. Incluímos na amostra somente aqueles com entre 15 e 70 anos, ocupados na semana de referênca, cuja posção na ocupação era de empregado ou trabalhador por conta própra e que recebam habtualmente uma renda postva. A nossa varável de nteresse é a taxa de saláro mensal real. Incalmente trabalhamos com uma varável de saláro horáro real, como o fazem DNardo, Fortn e Lemeux 1996), na tentatva de captar os efetos das varáves exógenas puramente sobre o preço do trabalho. Pela legslação, o valor do saláro mínmo mensal é aplcado àqueles que têm uma jornada de trabalho dára gual ou superor a oto horas, enquanto que para aqueles cuja jornada de trabalho é nferor a esse valor o saláro mínmo aplcado é proporconal ou seja, o valor do saláro mínmo horáro multplcado pelo número de horas trabalhadas). No entanto, constatamos que em ,5% dos ocupados formas que recebam exatamente o valor do saláro mínmo mensal trabalhava habtualmente menos do que 40 horas semanas. Por esse motvo, consderamos que o saláro mínmo horáro podera apresentar dstorções e não adotamos essa varável. Trabalhar com a varável de saláro mensal possu a desvantagem de se captar os efetos tanto da varação das taxas de saláro quanto das horas de trabalho ofertadas; tentamos mnmzar essa fraqueza segundo a especfcação de Neder e Rbero 2010) e ncluímos na análse somente os ndvíduos que trabalhavam habtualmente no mínmo 40 horas semanas. Em todas as estmações utlzamos a taxa de saláro mensal real, tendo como base a varável de saláro habtualmente recebdo no trabalho prncpal e, como deflatores, os valores regonas do Índce de Preços ao Consumdor Amplo IPCA) calculados pelo IBGE, tendo sempre como base dezembro de Como destacam DNardo, Fortn e Lemeux 1996), em comparação com a varável de rendmento médo semanal recebdo de todos os trabalhos, os rendmentos recebdos no trabalho prncpal consttuem uma medda pontual de preço do trabalho melhor, porque eles ndependem de decsões de oferta de trabalho e possuem uma relação mas dreta com o saláro mínmo. Os fatores segundo os quas realzamos a decomposção da dferença entre as densdades de 2004 e 2011 foram o saláro mínmo, a formalzação, as característcas pessoas dos trabalhadores e as condções de oferta e demanda do mercado de trabalho. Utlzamos o saláro mínmo naconal real para todos os trabalhadores. Consderamos como formas os empregados no setor públco com cartera assnada ou contratados sob o regme únco dos servdores públcos e os empregados no setor prvado com cartera de trabalho assnada. As característcas pessoas consderadas foram sexo, dade e dade ao quadrado, escolardade 4 graus de escolardade), estado cvl, 5 stuação na famíla ndcadora de pessoa de referênca), raça/cor ndcadora de não brancos), regão metropoltana, o setor de atvdade 6 e a ocupação agregação a 1 dígto da CBO domclar) 7 no trabalho prncpal; consderamos também nterações entre as varáves de escolardade com 4 categoras) e de dade contínua). 4 Resultados Em prmero lugar, apresentamos a tabela 2 com as médas anuas da PME no período com amostras análogas àquelas que utlzamos nas estmação de densdades contrafactuas. É possível verfcar 5 Como não há uma varável de estado cvl na base de dados, nós consderamos como casado ou amasado todos aqueles cuja stuação na famíla era de pessoa de referênca ou de cônjuge, em famílas em que hava cônjuge. 6 Utlzamos a agregação a 1 dígto da CNAE domclar para as dvsões 40 a 999; as demas dvsões foram agregadas em 2 categoras: atvdades prmáras e ndústras extratvas dvsões 1 a 14); ndústra de transformação dvsões 15 a 37). 7 Há na PME alguns subgrupos prncpas 2 dígtos) da CBO domclar que foram codfcados com números a partr de 100; como a CBO domclar é dêntca à CBO 2002, nós agregamos esses subgrupos prncpas pela sua descrção conforme a classfcação da CBO

16 que a méda salaral no trabalho prncpal e a taxa de formalzação começam a apresentar crescmento a partr de Os resultados sobre a cobertura do saláro mínmo não apresenta tendênca clara; entre 2002 e 2004 há uma pequena redução da proporção daqueles que recebem exatamente o valor do saláro mínmo, apesar do aumento nomnal relatvamente grande de 2003 de 20%). Em 2005 e 2006 se verfcam as maores abrangêncas, que concdem com o segundo e o tercero maores aumentos nomnas do período de respectvamente 15,4% e 16,7%), atrás daquele de 2003; sso ocorre em um contexto onde o saláro médo está em ascensão. Nos anos seguntes há redução desse percentual até Em 2010 há novo aumento e uma redução grande em Essas varações não são segudas pelo percentual daqueles que recebam menos do que o saláro mínmo no trabalho prncpal; a proporção desses é relatvamente estável ao longo dos anos entre 6,5% e 7,7%), exceto nos anos ncal e fnal da sére, em que é menor. As proporções do grau escolar mas alto, que corresponde ao ensno médo completo, apresentam aumento desde o níco da sére, enquanto os demas graus têm os seus percentuas reduzdos. Por últmo também se verfca que as médas de dade e daqueles que não se declaram brancos aumentam ao longo dos anos. Ano Sal. Real R$ de SM %) Tabela 2: Médas Anuas da PME, < SM %) Formal %) N. Branco %) Escolardade %) Idade anos) 12/2011) Até 3 4 a 7 8 a , , , , , , , , , , Fonte: PME/IBGE. Elaboração própra. 4.1 Densdades Contrafactuas Nessa seção apresentamos os gráfcos das densdades estmadas na ordem dreta nas fguras 5 e 6, respectvamente para homens e mulheres) e na ordem nversa nas fguras 11 e 12, novamente para homens e mulheres). Neles as lnhas vertcas representam os saláros mínmos reas médos de 2004 e de Em relação às densdades, as lnhas cheas as representam antes do ajuste pelo fator relevante e as lnhas pontlhadas após esse ajuste, exceto nos panés a), em que representam as densdades de fato ocorrdas. Construímos gráfcos das dferenças entre as densdades para avalar em que pontos os fatores consderados exerceram maores efetos que estão apresentados nas fguras 7, 8, 11 e 12). Destacamos os seguntes pontos. Parte do deslocamento das densdades salaras à dreta que ocorreu entre 2004 e 2011 ver panés b) das fguras 5 e 6) parece ser explcado pela varação do saláro mínmo. Podemos observar pelo panel b) da fgura 7 que o aumento do mesmo mplcou uma redução sensível da massa de trabalhadores em torno do saláro mínmo de 2004 e aumento mas do que proporconal da concentração em torno do saláro mínmo de Entre as mulheres, como vemos no panel b) da fgura 8, o efeto de redução da densdade em torno do saláro mínmo de 2004 é mas acentuado; nota-se que as densdades de 2004 e de 2011 das mulheres parecem ser comparatvamente mas achatadas pela lnha vertcas. Quando nvertemos a ordem de decomposção, no entanto, os efetos do saláro mínmo se reduzem de forma expressva, embora anda pareçam ser mas concentrados sobre a cauda nferor das 16

17 densdades. O ajuste das densdades contrafactuas pelo aumento da formalzação parece deslocá-las lgeramente para a dreta ver panés c) das fguras 7 e 8). Entre os homens há redução da massa entre os saláros mínmos dos dos anos consderados e aumento proporconal nos saláro pouco acma daquele. Entre as mulheres há redução da massa de trabalhadores à esquerda do saláro mínmo de 2011, porém o aumento ocorre em especal exatamente sobre esse valor. Esses resultados são muto atenuados quando nvertemos a ordem de decomposção. Os panés d) das fguras 7 e 8 mostram que as mudanças nos atrbutos pessoas fazem com que as densdades de homens e mulheres sejam reduzdas um pouco à esquerda e exatamente sobre o valor do saláro mínmo de 2011; além dsso, elas aumentam de forma bastante atenuada à dreta daquele. Esses efetos são muto marcantes entre as mulheres, entre as quas há, no entanto, um aumento da massa à esquerda do saláro mínmo de Quando contablzada na ordem nversa, a varação das característcas pessoas tem seus efetos amplados e sua ncdênca um pouco alterada. Como podemos ver nos panés d) das fguras 11 e 12, há redução da massa em torno do saláro mínmo de 2004 e aumento à dreta do saláro mínmo de 2011, o que fez a densdade se deslocar lgeramente para a dreta. Os efetos da varação nas condções da oferta e da demanda do mercado de trabalho são expressvos para homens e mulheres, como nos mostram os panés e) das fguras 7 e 8; as mudanças nessa dmensão geraram uma redução mportante daqueles que recebam exatamente o saláro mínmo de 2011 e aumento à dreta desse valor. Na ordem nversa, parece haver um deslocamento das densdades de homens e mulheres para a dreta, com uma dstânca gual à dferença entre saláros mínmos de 2004 e 2011 e com poucas alterações do formato. Esses resultados sugerem que consderando os efetos do saláro mínmo e das característcas pessoas, as condções de oferta e demanda aumentaram saláros acma do mínmo; sem consderar aquelas mudanças, as varações da oferta e demanda aumentaram todos os saláros de forma mas ou menos proporconal. Os fatores resduas fzeram com que os saláros daqueles que ganham acma do saláro mínmo de 2011 se concentrassem em valores mas próxmos a esse panés f) das fguras 5 e 6). 17

18 a) Densdades Estmadas b) Saláro Mínmo c) Formalzação d) Atrbutos Pessoas e) Oferta e Demanda f) Resíduo Fgura 5: Densdades do Log Saláro Real Mensal R$ de 12/2011) de Homens, Ordem Normal. Fonte: PME/IBGE. Elaboração própra a) Densdades Estmadas b) Saláro Mínmo c) Formalzação d) Atrbutos Pessoas e) Oferta e Demanda f) Resíduo Fgura 6: Densdades do Log Saláro Real Mensal R$ de 12/2011) de Mulheres, Ordem Normal. Fonte: PME/IBGE. Elaboração própra 18

19 a) Dferença total b) Saláro Mínmo c) Formalzação d) Atrbutos Pessoas e) Oferta e Demanda f) Resíduo Fgura 7: Dferença entre Densdades do Log Saláro Real R$ de 12/2011) de Homens, Ordem Normal. Fonte: PME/IBGE. Elaboração própra a) Dferença total b) Saláro Mínmo c) Formalzação d) Atrbutos Pessoas e) Oferta e Demanda f) Resíduo Fgura 8: Dferença entre Densdades do Log Saláro Real R$ de 12/2011) de Mulheres, Ordem Normal. Fonte: PME/IBGE. Elaboração própra 19

20 a) Densdades Estmadas b) Oferta e Demanda c) Característcas Pessoas d) Formalzação e) Saláro Mínmo f) Resíduo Fgura 9: Densdades do Log Saláro Real Mensal R$ de 12/2011) de Homens, Ordem Inversa. Fonte: PME/IBGE. Elaboração própra a) Densdades Estmadas b) Oferta e Demanda c) Característcas Pessoas d) Formalzação e) Saláro Mínmo f) Resíduo Fgura 10: Densdades do Log Saláro Real Mensal R$ de 12/2011) de Mulheres, Ordem Inversa. Fonte: PME/IBGE. Elaboração própra 20

21 a) Dferença total b) Saláro Mínmo c) Formalzação d) Atrbutos Pessoas e) Oferta e Demanda f) Resíduo Fgura 11: Dferença entre Densdades do Log Saláro Real R$ de 12/2011) de Homens, Ordem Inversa. Fonte: PME/IBGE. Elaboração própra a) Dferença total b) Saláro Mínmo c) Formalzação d) Atrbutos Pessoas e) Oferta e Demanda f) Resíduo Fgura 12: Dferença entre Densdades do Log Saláro Real R$ de 12/2011) de Mulheres, Ordem Inversa. Fonte: PME/IBGE. Elaboração própra 21

22 4.2 Meddas de Dspersão Por últmo, calculamos meddas de dspersão das densdades estmadas, que apresentamos nas tabelas 3 e 4. Entre parênteses colocamos a contrbução de cada fator para a varação total. Destacamos os seguntes pontos para a decomposção na ordem normal ver tabela 3). Em prmero lugar, a dspersão salaral é reduzda entre 2004 e 2011 de acordo com quase todas as meddas de desgualdade e para ambos os sexos, sendo que o saláro mínmo se consttu como o fator mas relevante na redução da dspersão. Seus efetos foram menores sobre a parte superor das densdades chegando a aumentar a dspersão entre os homens); porém, sobre a parte nferor das mesmas eles foram muto elevado e a varação resultante tera sdo mas ntensa do que a varação total observada em 70% para os homens e em 44% para as mulheres) caso não houvesse efetos de outros fatores consderados. A formalzação apresenta contrbuções à redução da dspersão salaral para ambos os sexos, no geral comparatvamente menores que aquelas do saláro mínmo. A exceção ocorre quando medmos seu efeto pela dferença entre o 50º e o 90º percents. Nesse caso, a formalzação parece ter sdo um fator relevante para a redução da dspersão salaral. A varação dos atrbutos pessoas agu, segundo quase todas as meddas, no sentdo de aumentar a dspersão das densdades salaras. No exercíco contrafactual estma-se como sera a densdade salaral de 2004 se as característcas pessoas fossem aquelas de 2011 e a estrutura de preços fosse a de Como vmos na tabela 2, a proporção de ocupados com mas de 11 anos de estudo o que equvale ao ensno médo completo) aumenta de modo expressvo de 48% para 60% entre 2004 e Dessa forma, se os retornos à educação fossem maores em 2004, é possível que o exercíco contrafactual tenha smplesmente amplado a parcela de pessoas que ganham acma da méda e, com sso, aumentado a dspersão salaral. O sentdo das mudanças nas condções de oferta e demanda parece ser de aumento da dspersão, porém entre os homens é menos claro. Desconsderando as meddas mas parcas dferenças entre os percents 50 e 90 e entre os percents 10 e 50), entre os ndvíduos do sexo masculno quatro meddas desvo padrão, dferença entre os cents 10 e 90, dferença entre os cents 5 e 95 e o coefcente de Gn) ndcam aumento da dspersão e duas delasdferença nterquarts e coefcente de Thel), redução. As meddas parcas ndcam redução da desgualdade entre aqueles com maor renda e aumento da mesma entre aqueles com menor renda. Entre as mulheres, os efetos desse fator aumentaram a dspersão, porém nas meddas parcas ocorre o mesmo padrão observado entre os homens. Os fatores resduas apresentaram efetos no sentdo de reduzr a dspersão salaral como um todo. As meddas calculadas com a decomposção na ordem nversa ver tabela 4) apresentam algumas dferenças mportantes com relação aos resultados anterores. Em prmero lugar, quando nvertemos a ordem, a varação das condções de oferta e demanda ocorrem no sentdo de reduzr a dspersão salaral, especalmente quando ela é medda pela dferença entre o 50º e o 90º percents. O sentdo da varação dos atrbutos pessoas entre as mulheres fo predomnantemente no sentdo de aumentar a dspersão. Entre os homens, em contraste, os efetos não apresentam um sentdo claro e foram pouco relevantes. A formalzação apresentou efetos com snas opostos entre os sexos. Entre os homens a formalzação reduzu a desgualdade salaral, embora com relevânca comparatvamente pequena; no grupo de mulheres os efetos tveram o sentdo de aumentar a dspersão. O saláro mínmo exerceu efetos no sentdo de reduzr a dspersão, porém, ao contráro do observado pela decomposção na ordem normal, eles foram comparatvamente reduzdos. Na parte superor da 22