Palavras-chaves: Oferta de Trabalho; Região Sul do Brasill; Probit 1. INTRODUÇÃO

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1 DETERMINANTES DA OFERTA DE TRABALHO NOS ESTADOS DA REGIÃO SUL DO BRASIL Renato José da Silva Universidade Estadual de Londrina UEL Solange de Cássia Inforzato de Souza Universidade Estadual de Londrina UEL Magno Rogério Gomes Universidade Estadual de Londrina UEL Demografia, Espaço e Mercado de Trabalho RESUMO Este estudo tem como objetivo identificar os determinantes da oferta de trabalho nos estados da região sul do Brasil no período de 2002 a Para atingir tal objetivo, foi utilizada a modelagem de estimação econométrica probit com dados da PNAD Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios - de 2002 e Os resultados revelam que para a região Sul do Brasil, ser homem, chefe e cônjuge aumenta a probabilidade do indivíduo ofertar trabalho. No período de 2002 a 2012, observou-se que em todos os estados as mulheres aumentaram as chances de entrar no mercado de trabalho, principalmente pelo aumento da escolaridade e experiência, confirmando a teoria do capital humano. Em 2002 a média de escolaridade dos residentes nesses três estados era de 7 anos, tendo Santa Catarina com a menor média entre os três. Contudo, em 2012, a média de escolaridade saltou para 8,6 anos. O maior aumento foi para Santa Catarina em 26%, seguido do Paraná, 23% e Rio Grande do Sul em 18,4%. Destaca-se também que no mesmo período as mulheres aumentaram sua participação como chefes de família, e as casadas estão mais dispostas a entrar no mercado de trabalho em 2012 do que em 2002, com aumento de mais de 50% da probabilidade. Por fim, as variáveis que desestimulam a entrada dos indivíduos no mercado de trabalho foram significativas em todos os períodos. A primeira variável selecionada que capta todas as rendas alternativas no qual o indivíduo pode receber fora do mercado de trabalho, mostrou-se relevante no desestímulo da probabilidade da pessoa ofertar sua força de trabalho principalmente para os homens de Santa Catarina e Rio Grande do Sul. Palavras-chaves: Oferta de Trabalho; Região Sul do Brasill; Probit 1. INTRODUÇÃO O mercado de trabalho brasileiro passou por profundas transformações após a virada do milênio. A atual dinâmica da oferta e demanda de trabalho nos anos 2000, contrariamente ao existente na década de 1990, é marcada pelos indicadores favoráveis, especialmente pelo aumento do emprego formal e redução da taxa de desemprego, mesmo com o aumento da PEA nos últimos anos, no Brasil e nos estados da federação.

2 A região sul se destaca das demais regiões do país como a menor região em extensão territorial do Brasil, e indicadores sociais e econômicos mais elevados perante a média nacional, incluindo o mercado de trabalho. Representa cerca de 20% do PIB do Brasil e é caracterizada por ter o menor índice de desemprego do Brasil, segundo dados da PNAD contínua do IBGE (2013). De acordo com as informações, o desemprego foi de 4,3% enquanto a média nacional foi de 7,4%. Os dados da Relação Anual de Informações Sociais (RAIS) revelam que o emprego formal em 2013 foi expandido em 285,6 mil postos na região sul do país, com um aumento percentual de 5,3 pontos, e o rendimento médio real dos trabalhadores teve alta de 4,52%. Em níveis estaduais, o aumento foi de 4,79% no Paraná, de 4,66% no Rio Grande do Sul e de 3,97% em Santa Catarina. No que tange à proporção de trabalhadores com carteira assinada no setor privado, o percentual é de 83,4% na região Sul, tendo ainda a menor taxa de desocupação formal do país, 4%. De acordo com os dados do MTE (Ministério do Trabalho e Emprego) (2011) os estados do Paraná, Santa Catarina e Rio Grande do Sul, representavam respectivamente 5,8, 6,1 e 3,6% da PEA (População Economicamente Ativa) no Brasil em 2009, sendo cerca de 16% dos trabalhadores brasileiros. Segundo a teoria neoclássica da oferta de trabalho, os trabalhadores são agentes econômicos que buscam maximizar suas utilidades. Tal utilidade é dada na proporção de satisfação almejada por cada trabalhador, dadas as suas características na disposição do seu tempo em lazer e a disponibilidade de bens e serviços oriundos da remuneração do trabalho. Os dados da Pnad (2008) revelam que o brasileiro trabalha em média 40,9 horas semanais enquanto em países como França e Alemanha a média de trabalho é de 36,5 horas por semana. Além das horas trabalhadas e lazer, salários, impostos, programas de manutenção da renda, previdência social, condição na família, região de residência, cor e sexo, e outros, são fatores que influenciam a decisão de oferta do trabalho, assumem Ehrenberg;Smith(1994). De acordo com a teoria do capital humano de Becker (1962) e Shultz (1961) os ofertantes de mão de obra consideram também que investir em educação maximiza a probabilidade de alcançar um maior nível de renda. Quanto maior o nível educacional e de habilidades que o trabalhador adquirir, maior será o seu rendimento no mercado de trabalho. Nos estudos da Pnad (2012) a escolaridade ligada à força de trabalho brasileira passou de uma média de 5,7 anos de estudo, em 1992, para uma média aproximada de 8,8 anos, em 2012, com progressivo aumento da renda média. A literatura empírica, reunida em Pereira e Oliveira (2013), Rocha e Campos(2007) e Monte, Ramalho e Pereira (2011), revela a relevância do capital humano, escolaridade e experiência, para a decisão da oferta e inserção do trabalhador no mercado de trabalho. Outras características também são estudadas como posição na família, rendas alternativas ao trabalho e proteção social, estado civil e condição na família, particularmente no âmbito dos estados da federação.

3 As relações de gênero também são preocupações de estudiosos. Costa (2007) afirma que a presença de filhos afeta negativamente a participação feminina no mercado de trabalho, pois as mulheres tendem a ter salários reservas maiores devido à presença dos afazeres domésticos e dos filhos. Nesse contexto, o presente estudo tem como objetivo identificar e analisar os determinantes da oferta de mão de obra nos estados da região sul do Brasil, bem como sua evolução dos anos de 2002 a Parte do pressuposto de que existem fatores produtivos e não produtivos que influenciam a decisão de ofertar a mão de obra na região, para os quais o banco de informações da PNAD e o uso do modelo probit alcançam importância singular. O artigo conta com esta introdução e outras cinco seções. Na segunda, a teoria da oferta de trabalho e suas evidências empíricas são delineadas. Na terceira seção são apresentados a base de dados e o procedimento metodológico. As seções quatro e cinco destinam-se à exposição e discussão dos resultados e às considerações finais do trabalho, respectivamente. 2. AS DIMENSÕES TEÓRICAS E EMPÍRICAS DA OFERTA DE TRABALHO 2.1 Salário reserva, teoria neoclássica da oferta de trabalho e a teoria do capital humano Na decisão do trabalhador entre ofertar a sua mão de obra no mercado de trabalho e demandar por lazer, é possível que ele busque uma ocupação com um rendimento compatível com o seu grau de instrução e experiência (capital humano) e as suas características próprias. O indivíduo possui um valor subjetivo pelo qual vai decidir entre trabalhar ou não, denominado salário reserva. O salário reserva é o valor no qual o trabalhador é indiferente entre trabalhar ou não Borjas (2012), e pode ser considerado como o salário mínimo que leva o individuo a optar em entrar no mercado de trabalho (MOHANTY,2005). Para Borjas (2012), a decisão de trabalhar é, portanto, baseada na comparação do salário de mercado, que é o salário pago por hora pelos empregadores e o salário reserva, o qual indica o quanto o trabalhador requer para dispor de sua mão de obra na primeira hora. Monte, Ramalho e Pereira (2011) sugerem que a regra seria simples: quando o salário de mercado (w m ) é superior ao salário reserva (w r ) o agente decide entrar para o mercado de trabalho, tendo (h > 0), ou seja, um número positivo de horas de trabalho. Na situação reversa, o individuo vai despender seu tempo somente com lazer. Nesse caso tem-se que: h > 0 w m > w r (1)

4 h = 0 w m w r (2) Nesse caso, quanto maior o valor que o indivíduo atribui ao lazer, ou ao montante de renda do não trabalho, maior será o salário reserva. Esse modelo demonstra quantas horas o individuo decide ofertar no mercado de trabalho, independente dos fatores que determinam sua escolha. A ideia que os indivíduos obtêm a satisfação do consumo de bens e lazer é dada pela seguinte função utilidade: U = f(c, L) (3) De acordo com Borjas (2012) a função de utilidade mensura o nível de satisfação do indivíduo pelo consumo e lazer. Conforme a teoria, a compra de mais bens, seja de consumo ou de lazer, levará ao aumento da utilidade da pessoa. Contudo, o consumo é restrito pelo tempo e a renda. Primeiramente, é fato que a renda do não trabalho como por exemplo, dividendos e aluguéis, independe das horas de trabalho, podendo ser denotado por V. As horas de trabalho alocadas no mercado de trabalho, são denotadas por h e w a remuneração salarial por hora. Com essas variáveis pode-se chegar na restrição orçamentária dada por: C = wh + V (4) Ou seja, as despesas de bens (C) precisam ser iguais à soma dos ganhos com o trabalho (wh) e da renda não trabalho (V). Percebe-se então, que a taxa salarial é fundamental na decisão de oferta de trabalho. Como os trabalhadores ou trabalham ou desfrutam do lazer, o tempo dedicado a essas atividades deve ser igual ao tempo disponível total, de, por exemplo, T horas semanais, no qual T = h + L. Assim, a restrição pode ser dada por: C = (wt + V) wl (5) Essa equação está no formato de linha reta e a sua inclinação é o negativo da taxa salarial. Como o trabalhador busca maximizar a sua utilidade, a uma dada restrição orçamentária, a maximização da utilidade é dada quando a curva de indiferença é tangente à linha orçamentária. A inclinação da curva de indiferença é igual à inclinação da linha orçamentária, sendo dada por: MU L MU C = w (6) Nesse ponto, a taxa marginal de substituição (horas de lazer abdicada para um consumo adicional) é igual à taxa salarial (substituir uma hora de lazer pelo consumo). Seguindo a tradição neoclássica, no início dos anos 60 uma corrente teórica torna-se popular e fundamental para a explicação dos diferenciais de rendimento e oferta de trabalho. Tendo como precursores os estudos de Becker (1962) e Shultz (1961), a ênfase teórica do capital humano recai

5 sobre o nível de conhecimento, habilidades e experiência adquiridos pelos trabalhadores como forma de investimento. Ramos e Vieira (1996) afirmam que a teoria do capital humano tem como princípio que as pessoas investem em si mesmas tendo como objetivos retornos futuros. Para Ehrenberg e Smith (2000) o trabalhador depara-se com três tipos de investimento: educação e profissionalização, migração e busca por novo emprego. Como todos envolvem certo custo inicial, ao realizá-lo o trabalhador tem por expectativa o retorno de maiores dividendos no futuro. Monte, Ramalho e Pereira (2011) escrevem que a decisão de investir tem como base os custos integrados para a obtenção de maior grau conhecimento tendo em visto os rendimentos futuros para cada ano adicional de estudo. Quanto maior o grau de escolaridade ou nível educacional do trabalhador maior será a rentabilidade esperada na inserção no mercado de trabalho (Mohanty,2005). Segundo Neto (1998) o intelecto humano é tratado como uma forma de capital, que como qualquer outro, pode ser avaliado em termos de taxa de retorno. Para Psacharopoulos (1985) apud Neto (1998) o cálculo da taxa de retorno, mensura valores que auxiliam a compreender a procura por níveis educacionais dado que a taxa de retorno é o que os trabalhadores recebem por seu capital intelectual. Contudo, Lima (1980) argumenta que conforme o investimento em capital humano é realizado principalmente em termos de educação, e as diferenças da qualidade e das características da oferta de mão de obra podem ser percebidas principalmente como diferenças de habilidades cognitivas. Nesse caso, para o autor existe uma relação direta entre habilidade cognitiva e produtividade do trabalho. Sendo assim, a educação torna-se um fundamental para as oportunidades de mobilidade ocupacional e social. 2.2 Evidências Empíricas A dinâmica da análise empírica sobre a oferta de trabalho possui diferentes objetivos quanto ao gênero dos trabalhadores. Enquanto para os homens os estudos têm como foco discutir a elasticidade das horas de trabalho em relação ao salário, as análises para as mulheres têm como objetivo não somente a elasticidade das horas de trabalho, mas também fatores condicionantes para a sua participação no mercado de trabalho. Para Costa (2007), se deve ao fato que historicamente os homens em idade economicamente ativa ofertam sua mão de obra, enquanto que as mulheres somente uma parte o fazem. Cugini et al (2014) estimaram a participação da mão de obra no mercado de trabalho brasileiro nos anos de 2002 e 2011.Como a metodologia utilizada pelos autores foi por meio de

6 equações de seleções na metodologia de Heckman, os autores no primeiro estágio metodológico estimaram a função de oferta de trabalho entre gêneros para os anos de 2002 e As principais variáveis utilizadas no estudo foram: Raça, Educação, Experiência, Experiência², Filhos, Cônjuge e Chefe. Os resultados do estudo destacam a significância das variáveis experiência e educação para ambos os sexos. Outra constatação importante é que a mulher sendo cônjuge a probabilidade de entrar no mercado de trabalho diminui, enquanto se a mesma for chefe de família a probabilidade aumenta. Segundo os autores os resultados também mostram a crescente participação da mulher no mercado de trabalho brasileiro na última década. Com resultados similares Pereira e Oliveira (2013) estimaram a função de oferta de trabalho para o Rio Grande do Sul a partir de dados do Censo 2010 do IBGE. Tal estimação ocorreu após o procedimento de viés de seleção de Heckman em dois estágios. As principais variáveis utilizadas pelos autores foram: sexo, raça, anos de escolaridade, experiência, zona urbana, aposentadoria, bolsa de auxílio, responsável pelo domicílio e outras fontes de renda. Segundo os autores, uma das principais características que aumentam a probabilidade do indivíduo entrar no mercado de trabalho, é estar situado na área urbana e ter um nível maior de escolaridade. Para os autores isso se deve ao fato de pessoas com níveis de escolaridade maiores em grandes centros tenham maiores possibilidades de emprego, devido a característica de maiores demandas das empresas desses locais. Outro resultado importante observado pelo estudo relaciona-se as outras fontes de renda, no qual os trabalhadores tem acesso, como por exemplo, bolsas de auxílio ou aposentadoria. As estimativas da pesquisa revelam que as rendas alternativas ao trabalho aumentam o salário reserva dos trabalhadores, o que leva a exigência de maiores salários para a entrada no mercado de trabalho. Ser chefe da família possui 24% maiores de chances dos quem não possuem esse papel familiar. Tal resultado também é discutido por Queiros e Moreira (2009) no qual os autores afirmam que se o chefe da família for homem, a probabilidade de fazer parte do trabalho é maior que se a mulher ocupasse essa condição. Para o estado do Paraná, Rocha e Campos (2007) estudaram as desigualdades salariais no mercado de trabalho urbano, utilizando a metodologia de Heckman para o ano Através das equações de seleções de Heckman, as principais variáveis observadas para o estudo da oferta de trabalho foram: escolaridade, experiência, chefe, cônjuge, deficiência visual ou auditiva, rendimentos auxiliares como aluguel ou aposentadoria e as cidades de Londrina, Maringá e Curitiba. Ao analisar os resultados a partir do gênero, a escolaridade revela-se positiva para ambos os sexos, contudo o estado civil apresenta efeitos diferentes entre os cônjuges. Para os homens, ser casado e chefe da família aumenta a probabilidade de inserção no mercado de trabalho, enquanto que para as mulheres, essa possibilidade é negativa.

7 Recentemente, os trabalhos de Costa (2007) e Tavares (2010) tiveram como objetivo encontrar os determinantes da oferta de trabalho feminino no Brasil, sendo a última com foco no impacto do programa bolsa família para a decisão de participação no mercado de trabalho das mães beneficiadas. No estudo de Costa (2007) para o ano de 2005 utilizando dados da Pnad, chegou-se a conclusão que a educação é o principal fator que colabora para o aumento da propensão da mulher a trabalhar. No entanto, situações no qual existe a presença de filhos pequenos, ser casada e possuir eleva renda não-laboral afetam negativamente a probabilidade da mulher estar trabalhando. No modelo de Tavares (2010) os resultados são semelhantes ao encontrado por Costa (2007), diferindo somente na constatação que mulheres que são mães e beneficiárias do bolsa família aumenta sua probabilidade de oferta trabalho, sendo esse resultado justificado pela autora pelo fato dos filhos que precisam frequentar a escola para garantir o recebimento do auxílio, necessitem de menos cuidado das mães, que assim, possuem mais horas livres e podem ofertar trabalho, enquanto não cuidam dos filhos. 3. METODOLOGIA 3.1 BASE DE DADOS Para atingir os objetivos do presente estudo foi utilizada a fonte de dados IBGE/PNAD Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios, dos anos de 2002 e Pela pesquisa obtêm-se informações anuais sobre características demográficas e socioeconômicas da população, como sexo, idade, educação, trabalho e rendimento, e características dos domicílios, e, com periodicidade anual até 2012, tendo como unidade de coleta os domicílios. Temas específicos abrangendo aspectos demográficos, sociais e econômicos também são investigados. 3.2 MODELO PROBIT Segundo Kockelman & Kweon (2002) o modelo de regressão probabilística probit é uma metodologia que tem como objetivo relacionar uma variável dependente dicotômica Y, com outra variável contínua Y*. Para Hair et al. (2009) em modelos de regressão de escolha qualitativa, o método da máxima verossimilhança é usado para que sejam encontradas as estimativas mais evidenciáveis dos parâmetros. Nesse modelo, a regressão tem como objetivo maximizar a probabilidade de que um evento ocorra. No modelo probit, a estimação segue uma função de distribuição acumulada normal (FDA), ou seja, igual à probabilidade de que a variável aleatória X assuma um valor inferior ou igual a dado

8 x. De acordo com Gujarati (2006) o modelo Probit pode ser estimado de acordo com a seguinte função probabilística, dado à equação econométrica I i = β 1 + β 2 X i : P i = P(Y = 1 X) = (I i I i ) = (Z i β 1 + β 2 X i ) = F(β 1 + β 2 X i ) (7) Onde P(Y = 1 X) é a probabilidade de que um evento ocorra dado as variáveis explanatórias X s, I i é um índice critico, Z i é a variável normal padronizada, Z ~ N(0, σ 2 ). F é a FDA normal padrão, sendo representada por: P(Y = 1 X) = F(I i ) = 1 2π β 1 +β 2 X i e z2 /2 dz (8) Onde P representa a probabilidade de que um evento ocorra, sendo medida pela área da curva normal de até I i. Segundo Johnston e Dinardo (2001) tal modelagem econométrica possui uma interpretação de comportamento instrutiva. Para os autores, uma variável y que tomas os valores 0 e 1, que toma a variável latente y* tal que: Yi* = XiB + Ɛi (9) no qual observa-se os valores de yi, sendo igual á 1 caso yi* > 0 e 0 no caso contrário. Tal regra gera um probit dado por: prob(yi = 1) = prob(y > 0) = prob(xiβ + Ɛi > 0) = prob(ɛi > Xiβ) = prob ( Ɛi σ > Xi β σ ) onde σ² é a variância de Ɛ. A divisão Ɛ/σ tem uma distribuição normal padrão, média zero e variância igual a um. Para o modelo probit a distribuição é simétrica, e a equação pode ser reescrita como: (10) prob(yi = 1) = prob ( Ɛi > Xi β ) = prob (Ɛi < Xi β ) = Φ (Xi β ) (11) σ σ σ σ σ Dada a equação (11) para estimação da função de verossimilhança tem-se que: prob(yi = 0) = 1 prob(yi = 1) = 1 Φ (Xi β ) (12) σ A função de verossimilhança é o produto da probabilidade das observações individualmente. Definido por 1,...,m as m observações, tais que yi = 0 e por m+1,...,n as n-m observações tais que yi =1, tal que: L = prob(yi = 0). prob(y2 = 0). prob(ym = 0). prob(ym + 1 = 1) prob(yn = 1) (13) m = [1 Φ (Xi β )] m i=1 = Φ (Xi β ) σ σ i=m+1 (14)

9 n = Φ (Xi β i=1 σ )yi [1 Φ (Xi β σ )]1 y1 (15) Conforme Johnston e Dinardo (2001), é de praxe trabalhar com a função logarítmica da verossimilhança, que pode ser definido da seguinte maneira: l (Xi β ) = ln (L) (16) σ = {yi. ln [Φ (Xi β i )] + (1 yi). ln [1 Φ (Xi β )]} (17) σ σ Desse modo, o logaritmo da verossimilhança é situado no limite superior por 0 pois, 0 Φ ( ) 1, ou seja implica que: ln[φ( )] 0 (18) ln[1 Φ( )] 0 (19) Tem-se que a estimação do Probit é direta embora o modelo não seja linear e não exista uma forma fechada para a expressão Φ( ). 3.3 EFEITOS MARGINAIS Ao contrário dos Modelos de Mínimos Quadrados Ordinários, no modelo probit o coeficiente de inclinação da regressão não captura o efeito sobre o valor médio da variável explicada para uma mudança unitária no valor da variável independente. Nesse caso, os coeficientes estimados medem o impacto de cada variável explicativa no índice de utilidade e não na variável explicada. Segundo Lima (1996) o efeito marginal é o impacto da variável explicativa em modelagens econométricas do probit. Tal efeito é dado pela primeira derivada da função densidade acumulativa normal de cada observação. Logo, o efeito marginal para o i-ésimo individuo oriunda de uma variação unitária na j-ésima variável explicativa é dada por: em que f(xi β) = df(xi β) d(xi β) Pi xji = f(xi β)β (20) é a função de densidade de probabilidade de distribuição normal. Assim, o efeito marginal para uma determinada variável dependente, significa uma mudança na probabilidade de um dado evento ocorrer quando o valor dessa variável varia. A direção do efeito marginal depende do sinal de β j. Para valores positivos, um acréscimo em X j aumenta a probabilidade de Y i = 1; para valores negativos, aumento em X j diminuirá a probabilidade de Y i = 1.

10 3.4 DADOS PARA ESTIMAÇÃO DA PROBABILIDADE DA OFERTA DE TRABALHO Para cumprir os objetivos do presente estudo algumas adaptações foram realizadas a partir da base de dados da PNAD. Inicialmente, a amostra é selecionada para residentes somente nos estados do Paraná, Santa Catarina e Rio Grande do Sul. Para evitar um viés de estimativa, foram retirados da base de dados, os indivíduos que não souberam declarar se estão inseridos no mercado de trabalho, ou seja, na PEA, a fim de evitar a discrepância das características dos indivíduos da amostra. Como o objetivo do presente estudo é identificar a probabilidade do individuo ofertar trabalho, a variável dependente de escolha para tal é a PEA. Foram considerados somente aqueles indivíduos que na data da pesquisa possuíam idade entre 14 a 65 anos e declararam suas condições de raça e gênero. As variáveis independentes utilizadas no modelo, a fim de determinar as características relevantes na decisão pessoal de ofertar trabalho podem ser observadas no quadro 1. Quadro 1: Descrição das Variáveis do Modelo Variável População Economicamente Ativa (PEA) Condição de Ocupação filhos 0_5 anos filhos 5_14 anos Chefe da família Cônjuge Área urbana Aposentadoria 1 Outras fontes de rendas 2 Gênero Cor Escolaridade Experiência Experiência^2 Ln Salário Principal Idade Fonte: Elaboração dos autores. Descrição (1,0) se ativo (1,0) se ocupado (1,0) se possui (1,0) se possui (1,0) se chefe (1,0) se cônjuge (1,0) se urbano (1,0) se aposentado (1,0) se recebe (1,0) se homem (1,0) se branco Anos de estudo Anos de experiência Anos de experiência ao quadrado Logaritmo do salário Idade em anos 1 Recebia normalmente rendimento de aposentadoria de instituto de previdência ou do governo federal. 2 Se o individuo recebia normalmente rendimento de pensão alimentícia ou de fundo de pensão, abono de permanência, aluguel, doação, juros de caderneta de poupança, dividendos ou outro qualquer.

11 Após a realização dos ajustes dos dados, a amostra totalizou observações para o ano de 2002 e para o ano de 2012, relativos aos indivíduos economicamente ativos para a região sul do Brasil. 4. RESULTADOS E DISCUSSÕES 4.1 Análise descritiva da amostra As tabelas 1, 2 e 3 apresentam uma síntese das variáveis usadas nas equações de oferta de trabalho para homens e mulheres, com as respectivas médias e desvios-padrão. As médias apresentam a importância do atributo de cada variável para os grupos de análise. De acordo com a Tabela 1, a População Economicamente Ativa (PEA) do Sul do Brasil, aumentou entre 2002 e Em % das pessoas faziam parte da PEA, e em 2012 esse montante elevou-se para cerca de 72%. Esse resultado é reflexo do ingresso de novas pessoas na PEA em todos os três estados, na década em análise. Fato positivo é que esse aumento está acompanhado com a geração de emprego. Em todos os estados, quase 70% das pessoas estavam ocupadas em Isso representa aumento de em torno de 10% em comparado com o ano de Cabe destaque também que em ambos os anos analisados existe a supremacia feminina, sendo somente 48% do sexo masculino, e 88% da população residentes na área urbana em Nos últimos anos, houve significativa queda na média de filhos dos brasileiros residentes nos estados do Sul. Enquanto a média regional de filhos entre as faixas etárias de 0 a 5 anos e 6 a 14 anos em 2002 era de 32%, em 2012 foi de 27% para a primeira e 28,5% para a segunda faixa etária. No estado do Rio Grande do Sul estão as menores médias de filhos em 2012, e Santa Catarina foi o estado que apresentou maior queda de número de filhos nos últimos anos. Isso justifica, pois, segundo pesquisas do IBGE, o brasileiro têm tido cada vez menos filhos e a maior presença das mulheres no mercado de trabalho é uma das causas. No que se refere à posição assumida dos indivíduos em seus domicílios, a condição de chefe de família tem aumentado, sendo que em 2012, cerca de 40% assim declaram, enquanto que em 2002 foram 36%. Esse aumento em torno de 11% está presente em todos os estados, principalmente no Rio Grande do Sul. Esses resultados estão acompanhados do aumento na média do número de pessoas em relacionamentos conjugais, que em todos os estados ficaram por volta de 30%. No que tange às características do capital humano, presentes nos paranaenses, catarinenses e gaúchos, destacam-se dois pontos: primeiro, o aumento da escolaridade e segundo, o aumento da experiência do trabalho no decênio de 2002 a Em 2002 a média de escolaridade dos residentes nesses três estados era de 7 anos, tendo Santa Catarina com a menor média entre os três.

12 Contudo, em 2012, a média de escolaridade saltou para 8,6 anos. O maior aumento foi para Santa Catarina em 26%, seguido do Paraná, 23% e Rio Grande do Sul em 18,4%. Em 2012, no estado do Rio Grande do Sul a média de idade da PEA foi de 37,2 anos, em Santa Catarina de 36,9 anos e Paraná 36,8 anos. O aumento em relação à 2002 foi de quase 5 anos na média. Diante da evolução desses fatores, bem como as políticas de valorização social aplicado pelo governo federal nos últimos anos, os logaritmos médios dos salários também variaram positivamente. No que se refere ao recebimento de renda não advinda do trabalho principal, duas variáveis foram selecionadas. Primeiramente, o número de pessoas que recebem aposentadoria aumentou 29% na região Sul de 2002 a Em Santa Catarina, 11% recebem renda de aposentadorias, e na região sul 9% em No entanto, quando considerado os indivíduos que recebem não somente a aposentadoria, mas também outras fontes como juros ou pensões, a média regional é de 4,8% e a de Santa Catarina é de 4,2%. Tabela 1 Descrição das variáveis utilizadas para a estimação da oferta de trabalho por estado e região para o ano de 2002 e 2012: Média e Desvio Padrão. PEA Condição de Ocupação Homem Filho0_5 Filho6_14 Chefe da família Cônjuge Área urbana Aposentadoria Outra renda Cor Escolaridade Experiência Experiência² Variável PR SC RS Região Sul ,6772 (0,4676) 0,6267 (0,4837) 0,4865 (0,4998) 0,3261 (0,4688) 0,3242 (0,4681) 0,3561 (0,4788) 0,2681 (0,4430) 0,8460 (0,3609) 0,0536 (0,2253) 0,0759 (0,2649) 0,7737 (0,4184) (4.0969) ( ) ( ) 0,7240 (0,4470) 0,6893 (0,4628) 0,4845 (0,4998) 0,2792 (0,4486) 0,2900 (0,4538) 0,3988 (0,4897) 0,2944 (0,4558) 0,8812 (0,3235) 0,0678 (0,2514) 0,0435 (0,2041) 0,6979 (0,4592) (4.1349) ( ) ( ) 0,6811 (0,4661) 0,6500 (0,4769) 0,4916 (0,4999) 0,3471 (0,4760) 0,3476 (0,4762) 0,3509 (0,4772) 0,2817 (0,4499) 0,8162 (0,3874) 0,0717 (0,2580) 0,0623 (0,2417) 0,8976 (0,3031) ( ) ( ) ( ) 0,7158 (0,4510) 0,6929 (0,4613) 0,4848 (0,4998) (0.4487) 0,2971 (0,4570) 0,4072 (0,4914) 0,3079 (0,4617) 0,8455 (0,3615) 0,1104 (0,3134) 0,0427 (0,2022) 0,8441 (0,3627) ( ) ( ) ( ) Ln Salário 0, , (0,7968) (1.1354) (0,7642) ( ) Idade ( ) ( ) ( ) ( ) Fonte: Elaboração dos autores. Desvio padrão entre parênteses. 0,6874 (0,4636) 0,6313 (0,4824) 0,4892 (0,4998) 0,3055 (0,4606) 0,3089 (0,4621) 0,3719 (0,4833) 0,2666 (0,4422) 0,8646 (0,3421) 0,0815 (0,2737) 0,0847 (0,2785) 0,8560 (0,3510) ( ) ( ) ( ) 0,5277 (0,8190) ( ) 0,7309 (0,4435) 0,6949 (0,4604) 0,4823 (0,4997) 0,2604 (0,4388) 0,2781 (0,4481) 0,4176 (0,4932) 0,2902 (0,4539) 0,8961 (0,3052) 0,0999 (0,2999) 0,0535 (0,2251) 0,8047 (0,3964) ( ) ( ) ( ) ( ) ( ) 0,6830 (0,4653) 0,6329 (0,4820) 0,4887 (0,4999) 0,3192 (0,4661) 0,3203 (0,4666) 0,3633 (0,4809) 0,2696 (0,4437) 0,8506 (0,3565) 0,0707 (0,2564) 0,0782 (0,2684) 0,8358 (0,3704) ( ) ( ) ( ) 0,5148 (0,8033) ( ) 0,7261 (0,4460) 0,6927 (0,4614) 0,4835 (0,4997) 0,2698 (0,4439) 0,2852 (0,4515) 0,4097 (0,4918) 0,2946 (0,4558) 0,8826 (0,3219) 0,0912 (0,2879) 0,0484 (0,2147) 0,7765 (0,4166) ( ) ( ) ( ) ( ) ( )

13 A Tabela 2 resume dados sobre a evolução no tocante ao gênero em cada estado. Os homens estão mais presentes na PEA do que as mulheres: para o ano de 2002, o estado do Rio Grande do Sul é o que apresenta menor discrepância, pois, 77% dos homens na amostra se declararam economicamente ativos, enquanto que 60% das mulheres assim afirmaram. Para os estados do Paraná e Santa Catarina, a média dos homens na PEA foi de 78%, sendo que das mulheres foram de 57 e 58% respectivamente. Tabela 2 Descrição das variáveis utilizadas para a estimação da oferta de trabalho por estado para o ano de 2002 e 2012 entre homens(h) e mulheres(m): Média e Desvio Padrão. (PEA) Variável PR SC RS PR SC RS H M H M H M H M H M H M Condição de Ocupação Filhos 0_5 anos Filhos 6_14 anos Chefe da família Cônjuge Área urbana Aposentadoria Outra renda Cor Escolaridade Experiência Experiência² Ln Salário Idade 0,7826 (0,4125) 0,7340 (0,4418) 0,1709 (0,3764) 0,2264 (0,4185) 0,5582 (0,4966) 0,0269 (0,1618) 0,8339 (0,3721) 0,0610 (0,2394) 0,0663 (0,2488) 0,7641 (0,4245) 6,9751 (3,9803) 19,020 (15,594) 604,929 (770,802) 0,6367 (0,8759) 31,995 (14,762) 0,5772 (0,4940) 0,5249 (0,4994) 0,1915 (0,3935) 0,2513 (0,4338) 0,1643 (0,3705) 0,4966 (0,5000) 0,8574 (0,3495) 0,0466 (0,2109) 0,0850 (0,2789) 0,7828 (0,4123) 7,0510 (4,203) 19,7280 (16,029) 646,105 (810,04) 0,3311 (0,6807) 32,779 (14,755) 0,7827 (0,4124) 0,7550 (0,4301) 0,1758 (0,3807) 0,2419 (0,4283) 0,5689 (0,4952) 0,0189 (0,1362) 0,8010 (0,3992) 0,0866 (0,2814) 0,0566 (0,2304) 0,8971 (0,3038) 6,9462 (3,7846) 18,8244 (15,286) 587,967 (748,30) 0,7418 (0,8400) 31,778 (14,542) 0,5827 (0,4931) 0,5485 (0,4977) 0,1936 (0,3951) 0,2732 (0,4456) 0,1400 (0,3470) 0,5358 (0,4987) 0,8307 (0,3750) 0,0572 (0,2324) 0,0681 (0,2520) 0,8981 (0,3024) 6,9994 (3,8474) 19,5846 (15,893) 636,101 (790,22) 0,3535 (0,6263) 32,584 (14,816) 0,7779 (0,4156) 0,7307 (0,4435) 0,1589 (0,3656) 0,2132 (0,4096) 0,5529 (0,4972) 0,0395 (0,1949) 0,8529 (0,3541) 0,0869 (0,2815) 0,0738 (0,2614) 0,8544 (0,3527) 7,0782 (3,8407) 19,8827 (15,561) 637,455 (766,34) 0,6719 (0,879) 32,960 (15,070) 0,6006 (0,4897) 0,5361 (0,4987) 0,1857 (0,3888) 0,2475 (0,4316) 0,1986 (0,3989) 0,4841 (0,4997) 0,8758 (0,3297) 0,0763 (0,2655) 0,0952 (0,2935) 0,8576 (0,3494) 7,4378 (3,9315) 20,5775 (15,887) 675,829 (795,02) 0,3895 (0,7308) 34,015 (15,109) Fonte: Elaboração dos autores. Desvio padrão entre parênteses. 0,7656 (0,4236) 0,7370 (0,4402) 0,1346 (0,3413) 0,1782 (0,3827) 0,5055 (0,5000) 0,0940 (0,2919) 0,8749 (0,3308) 0,0692 (0,2539) 0,0375 (0,1900) 0,6770 (0,4676) 8,2620 (4,0379) 20,074 (15,945) 657,199 (794,529) 1,464 (1,151) 34,3367 (15,3196) 0,5799 (0,4936) 0,5444 (0,4980) 0,1447 (0,3518) 0,2028 (0,4021) 0,2376 (0,4256) 0,4391 (0,4963) 0,8824 (0,3220) 0,0573 (0,2326) 0,0495 (0,2170) 0,7149 (0,4515) 8,3893 (4,3101) 21,105 (16,516) 718,20 (845,38) 0,9332 (1,081) 35,494 (15,428) 0,7471 (0,4347) 0,7294 (0,4442) 0,1324 (0,3390) 0,1834 (0,3870) 0,5110 (0,4999) 0,1164 (0,3208) 0,8361 (0,3701) 0,1103 (0,3133) 0,0336 (0,1802) 0,8325 (0,3734) 8,2623 (3,8961) 20,482 (16,035) 676,61 (807,78) (1,468) (1,128) 34,745 (15,386) 0,5820 (0,4932) 0,5575 (0,4967) 0,1435 (0,3507) 0,2029 (0,4022) 0,2461 (0,4308) 0,4435 (0,4968) 0,8513 (0,3557) 0,0935 (0,2911) 0,0514 (0,2208) 0,8518 (0,3552) 8,616 (4,038) 20,543 (16,373) 690,11 (817,77) 0,9697 (1,0524) 35,1614 (15,3617) 0,7495 (0,4332) 0,7210 (0,4484) 0,1156 (0,3198) 0,1691 (0,3748) 0,4726 (0,4992) 0,1325 (0,3391) 0,8885 (0,3147) 0,0886 (0,2842) 0,0458 (0,2090) 0,7906 (0,4068) 7,9803 (3,9269) 20,816 (16,173) 694,893 (815,076) 1,3623 (1,144) 34,797 (15,678) 0,6058 (0,4886) 0,5679 (0,4953) 0,1306 (0,3370) 0,1995 (0,3997) 0,3019 (0,4591) 0,3938 (0,4886) 0,9032 (0,2956) 0,0950 (0,2933) 0,0601 (0,2378) 0,8087 (0,3932) 8,4651 4, ,742 (16,409) 741,97 (836,36) 0,9560 (1,0867) 36,207 (15,750)

14 Em 2012, as médias para a PEA não sofreram alterações significativas em relação a Esses resultados indicam que apesar das mulheres revolucionarem nas últimas décadas a sua participação no mercado de trabalho, elas ainda não possuem participação efetiva como os homens. Ao analisar a condição de ocupação, percebe-se essa menor efetividade no trabalho das mulheres. Em todos os estados, a mulher ainda encontra-se em nível inferior se comparado aos homens, apesar do breve aumento em 2012 se comparado com Na pesquisa da Pnad é considerado cônjuge aqueles que vivem conjugalmente com a pessoa de referencia do domicilio. Na média dos anos pesquisados diminui consideravelmente o percentual de mulheres declaradas cônjuges. Embora nos últimos anos a chefia feminina no lar seja um acontecimento crescente, os homens ainda são maioria no posto de responsabilidade do lar. Para os estados do Paraná e Rio Grande Sul, 55% dos homens são declarados chefes de família, sendo 56% para Santa Catarina. Para as mulheres foi de somente 16% para o Paraná, 14% para Santa Catarina e 19% para o Rio Grande do Sul. Contudo, em 2012 houve o aumento significativo de mulheres responsáveis pelo lar em todos os estados comparado com o ano de Para o estado do Paraná, o aumento foi de 7%, para Santa Catarina de 10% e no Rio Grande do Sul de 11%. Observa-se também que as mulheres da região Sul do Brasil estavam mais presentes na escola que os homens. De acordo com os dados da amostra, as mulheres do Paraná e Santa Catarina possuíam em média 7 anos de estudo, enquanto no Rio Grande do Sul foi de 7,4 anos. Para os homens a média de escolaridade foi de 7 anos no estado gaúcho e 6,9 anos para os demais. Para o ano de 2012, a média de anos de escolaridade são maiores para os homens e mulheres em todos os estados. Ambos os gêneros apresentam média de escolaridade acima de 8 anos, ficando próximo desse patamar os homens do Rio Grande do Sul. Isso se deve ao fato ao maior acesso á educação da população brasileira nos últimos anos, contribuindo para a maior qualificação pessoal e profissional. Quirino (2012) aponta que a ampliação da escolaridade feminina é um dos principais fatores para o maior ingresso e ascensão das mulheres nos postos de trabalho. Contudo, isso não necessariamente se reverte em ocupações mais qualificadas ou salários maiores. Os dados da Tabela 2 para o Sul do Brasil revelam que o logaritmo dos salários dos homens é em média maior que os das mulheres em todos os estados. Apesar do aumento significativo no salário hora de homens e mulheres em 2012, ainda existe diferença significativa entre ambos.

15 4.2 Análise da possibilidade da oferta de trabalho Oferta de Trabalho na Região Sul Para analisar a probabilidade dos indivíduos em ofertar trabalho, foi estimado por Máxima Verossimilhança, inicialmente para a amostra total, o modelo probit. Importante ressaltar que os parâmetros estimados, na linguagem do modelo probit, significam a contribuição individual das variáveis no índice de utilidade que não é observável, mas que está correlacionado com a probabilidade de um evento ocorrer. Ou seja, valores negativos significam uma queda na probabilidade, e os positivos o oposto. Para encontrar a probabilidade no ponto, pode-se calcular os efeitos marginais das variáveis. Na Tabela 3 são apresentados os resultados do probit e os respectivos efeitos marginais, para um residente da região Sul do Brasil. O modelo permite identificar as características mais importantes que afetam a decisão do individuo de entrar no mercado de trabalho. Tabela 3: Modelo Probit para oferta de trabalho na Região Sul do Brasil para os anos de 2002 e Variáveis Coeficiente Efeitos Marginais Coeficiente Efeitos Marginais Coef. P> z Coef. P> z Coef. P> z Coef. P> z chefe conjuge filho0_ filho6_ homem branco educ urbano exp exp outrarenda aposent _cons Fonte: Elaboração própria a partir dos dados da Pnad 2002 e De acordo com os dados, para o ano de 2002, todas as varáveis foram significativas a 1% exceto filhos e branco. Para o ano de 2012, somente a variável filhos de 0 a 5 anos não foi significativo em 1%. Para os anos de 2002 e 2012, o individuo ser chefe da família ou ser casado aumenta a probabilidade de ofertar trabalho. Ser chefe de família aumenta em cerca de 17% a probabilidade de o indivíduo entrar no mercado de trabalho, enquanto que ser cônjuge saltou de 2,2% em 2002 para 10,5% em 2012.

16 No que se refere a presença de filhos, tais variáveis apresentam sinais condizentes com o esperado pela teoria, mas não se mostraram estatisticamente eficientes. Para pessoas com filhos de 0 a 5 anos, a probabilidade de ofertar trabalho diminui, sendo isso detectado para ambos os anos estudados. Isso se deve principalmente quando o indivíduo é mulher, pois dedica a maioria do seu tempo para à criança. No entanto, segundo os resultados do modelo probit a presença de filhos entre 6 a 14 anos não diminui a probabilidade de entrada no mercado de trabalho. A variável referente ao gênero (homem) possui um coeficiente elevado, ou seja, o fato do indivíduo ser do sexo masculino aumenta em 18% a possibilidade de estar inserido no mercado de trabalho em 2002 e 22% em Já com relação à raça, os resultados são contraditórios. Enquanto para o ano de 2002, a variável não foi significativa apresentando probabilidade abaixo de 1%, em 2012 ser branco diminuiu a oferta da mão de obra no mercado de trabalho em 2,7%. No que tange às características produtivas do indivíduo, há um aumento da importância da educação na determinação da oferta de trabalho. No ano de 2002, para cada ano adicional de estudo, aumentava em 2,11% a probabilidade de ofertar trabalho, enquanto para 2012 foi de 4,13%. Esse aumento se deve ao fato ao aumento da escolaridade do brasileiro nos últimos anos, bem como ao melhor acesso ao sistema de educação e financiamento estudantil para cursar ensino superior e cursos profissionalizantes, resultado semelhante ao encontrado por Scorzafave e Menezes-Filho (2001) em seu estudo. Do mesmo modo, a experiência mostrou ser importante na inserção do individuo no mercado de trabalho. Em 2002, para os brasileiros residentes no sul, cada ano adicional de experiência aumentava a probabilidade em 17% de entrar no mercado de trabalho em 17%. Logo em 2012, essa probabilidade era de 22%. Contudo, apesar da probabilidade de inserção com a experiência ser crescente, a teoria do capital humano afirma que ela cresce a taxas decrescentes. Conforme resultados da variável experiência ao quadrado, ao longo dos anos, o fator experiência tende a afetar negativamente a probabilidade de inserção no mercado de trabalho. Para moradores de áreas urbanas a probabilidade de ofertar trabalho é menor em relação aqueles que não moram nas cidades. Em 2002 residentes em áreas urbanas tinham 16% menos chance de ofertar mão de obra e em 2012 diminui para 12%. Esse resultado pode ser justificado que moradores de áreas urbanas podem ter maiores acesso à educação, como por exemplo, cursos superiores, o que leva ao ingresso tardio no mercado de trabalho. Outro resultado importante em termos de fatores não produtivos, de acordo com as estimativas, relaciona-se as variáveis aposentadorias e outras fontes de renda. Ambas as variáveis reduzem a probabilidade de o indivíduo ofertar trabalho. No ano de 2002, o individuo que recebia outra fonte de renda, como por exemplo, aluguel, juros ou algum tipo de aposentadoria, tinha 6% menos chance de ofertar trabalho e em 2012 foi para 10%. Para os indivíduos que recebem somente

17 aposentadoria tal redução foi ainda maior. Em 2002, ser aposentado diminui cerca de 38% a probabilidade de inserção no mercado de trabalho, e cerca de 48% em Segundo Pereira e Oliveira (2011) o recebimento de rendas alternativas ao trabalho, independente da fonte, levam a essas pessoas terem elevados salários de reserva, exigindo salários maiores que o proposto pelo mercado para trocarem suas atividades de lazer por trabalho Oferta de Trabalho por Estados Na Tabela 4 é apresentada a probabilidade de oferta de trabalho por gênero nos estados do Paraná, Santa Catarina e Rio Grande do Sul nos anos de 2002 e Os dados são apresentados a seguir.

18 Tabela 4: Modelo Probit para oferta de trabalho por estados e por gênero Variáveis chefe conjuge PARANÁ SANTA CATARINA RIO GRANDE DO SUL Coeficiente Efeitos Marginais Coeficiente Efeitos Marginais Coeficiente Efeitos Marginais Coeficiente Efeitos Marginais Coeficiente Efeitos Marginais Coeficiente Efeitos Marginais Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher Homem Mulher 0, , , , , , , , , , , , , , , , , ,3978 0,1543 0,1543 0, , , ,15344 (0.0837) (0.0657) (0.0156) (0.0231) (0.0734) (0.0621) (0.0094) (0.0218) (0.1348) (0.1028) (0.0237) (0.0307) (0.1066) (0.0850) (0.0245) (0.0313) (0.0688) (0.0517) (0.0128) (0.0128) (0.0593) (0.0483) (0.0131) (0.0169) 0,33645 (0.1560) (-)0,10737 (0.0572) 0,03727 (0.0133) (-)0,04020 (0.0213) 0,75133 (0.1140) 0,24838 (0.0559) 0,10269 (0.0097) 0,09607 (0.0215) 0,48961 (0.2771) 0,12372 (0.0867) 0,03948 (0.0144) 0,04597 (0.0324) 0,60306 (0.1363) 0,24885 (0.0785) 0,1064 (0.0176) 0,09618 (0.0301) 0,66869 (0.1165) 0,0929 (0.0467) 0,05604 (0.0058) 0,05605 (0.0058) 0,76182 (0.0799) 0,30815 (0.0462) 0,12787 (0.0092) 0,11555 (0.0170) filho0_5 filho6_14 (-)0,0737 (0.5763) 0, (0.5761) 0,07768 (0.1994) (-)0,11291 (0.2001) (-)0,01049 (0.0833) 0,04911 (0.0694) 0,02904 (0.0743) (-)0,04253 (0.0757) 0,24259 (0.2293) 0,11263 (0.2268) (-)0,2001 (0.1130) 0,05800 (0.1128) (-)0,0172 (0.0186) 0,02978 (0.0179) (-)0,0785 (0.0445) 0,02249 (0.0436) 0,6437 (0.7465) (-)0,4258 (0.7445) 0,08657 (0.3660) (-)0,1793 (0.3666) 0,06772 (0.0723) (-)0,0547 (0.1053) 0, (0.1346) (-)0,0666 (0.1367) (-)0,0850 (0.2707) 0,4443 (0.2681) (-)0,1701 (0.1330) 0,19596 (0.1328) (-)0,0199 (0.0649) 0,09047 (0.0478) (-)0,0666 (0.0524) 0,07524 (0.0502) 0,36638 (0.2423) (-)0,2015 (0.2401) (-)0,1931 (0.1216) 0,08309 (0.1221) 0, (0.0266) (-)0,0282 (0.0354) 0,04424 (0.0266) (-)0,0282 (0.0354) 0,02775 (0.1490) 0,27145 (0.1458) (-)0,0229 (0.0720) 0,04263 (0.0716) 0,00633 (0.0337) 0,05774 (0.0284) (-)0,0087 (0.0275) 0,01616 (0.0271) branco (-)0,0663 (0.0545) (-)0,0877 (0.0399) (-)0,0091 (0.0073) (-)0,0326 (0.0147) (-)0,1903 (0.0459) (-)0,1069 (0.0361) (-)0,0326 (0.0067) (-)0,0414 (0.0139) 0,00187 (0.1078) 0,20756 (0.0756) 0,00022 (0.0127) 0,07892 (0.0294) (-)0,1993 (0.0783) (-)0,0589 (0.0631) (-)0,0425 (0.0156) (-)0,0228 (0.0243) 0,08879 (0.0515) 0,01012 (0.0378) 0,01234 (0.0075) 0,01234 (0.0075) (-)0,0539 (0.0410) (-)0,0350 (0.0336) (-)0,0122 (0.0091) (-)0,0132 (0.0127) educ exp exp2 0,07777 (0.0077) 0,06929 (0.0059) (-)0,0010 (0.0001) outrarenda (-)0,5785 (0.0908) aposent _cons (-) (0.0909) 0,23512 (0.0987) 0,08109 (0.0050) 0,05399 (0.0042) (-)0,0009 (0.0001) (-)0,0231 (0.0580) (-)0,80683 (0.0826) (-)0,1574 (0.0716) 0,01088 (0.0011) 0,00969 (0.0009) (-)0,0002 (-)0,1133 (0.0229) (-)0,4885 (0.0331) 0,03043 (0.0019) 0,02026 (0.0016) (-)0,0004 (-)0,0087 (0.0219) (-)0,3133 (0.0302) - - 0,14291 (0.0064) 0,09163 (0.0053) (-)0,0012 (0.0001) (-)0,7078 (0.1075) (-) (0.1075) (-)0,9292 (0.0805) 0,11119 (0.0048) 0,05899 (0.0042) (-)0,0010 (-)0,1424 (0.0749) (-)10175 (0.0804) (-) (0.0664) 0,04179 (0.0009) 0,02281 (0.0008) (-)0,0004 (-)0,0728 (0.0141) (-)0,4421 (0.0109) 0,04327 (0.0019) 0,02296 (0.0016) (-)0,0004 (-)0,0560 (0.0297) (-)0,3800 (0.0248) - - 0,07525 (0.0117) 0,08639 (0.0089) (-)0,00139 (0.0002) (-)0,5852 (0.1523) (-) (0.1294) 0,50663 (0.1732) 0,07177 (0.0078) 0,03504 (0.0065) (-)0,00067 (0.0002) 0,00005 (0.0932) (-)0,59595 (0.1066) (-)0,07253 (0.1156) 0,00881 (0.0014) 0,01011 (0.0012) (-)0,0001 (-)0,10031 (0.0348) (-)0,44388 (0.0448) 0,02656 (0.0029) 0,01297 (0.0024) (-)0,0002 0,00002 (0.0345) (-)0,23243 (0.0417) - - 0,15074 (0.0093) 0,08062 (0.0077) (-)0,0010 (0.0002) (-)0,57339 (0.1592) (-) (0.1098) (-)0,8911 (0.1194) 0,10288 (0.0069) 0,0572 (0.0061) (-)0,0011 (0.0001) (-)0,0316 (0.1019) (-)0,8882 (0.0934) (-) (0.0977) 0,03452 (0.0022) 0, (0.0018) (-)0,0002 (-)0,16707 (0.0552) (-)0,7294 (0.0264) 0,03999 (0.0027) 0,02224 (0.0239) (-)0,0004 (0.0239) (-)0,0124 (0.0239) (-)0,3402 (0.0239) - - 0,07695 (0.0061) 0,0865 (0.0048) (-)0,0014 (-)0,5429 (0.0724) (-) (0.0707) 0,2389 (0.0927) 0,06573 (0.0042) 0,05771 (0.0036) (-)0,0011 (-)0,0134 (0.0458) (-)0,6535 (0.0535) 0,06965 (0.0652) 0,01021 (0.0008) 0,01148 (0.0007) (-)0,0002 (-)0,0993 (0.0169) (-)0,4904 (.0242) 0,01021 (0.0008) 0,01148 (0.0007) (-)0,0002 (-)0,0992 (0.0169) (-)0,4904 (0.0242) - - 0,14355 (0.0052) 0,08929 (0.0044) (-)0,0011 (-)0,6575 (0.0775) (-) (0.0654) (-)0,8109 (0.0731) 0,11049 (0.0040) 0,05527 (0.0036) (-)0,0009 (-)0,0943 (0.0557) (-)0,8276 (0.0511) (-)0,8572 (0.0597) 0,03302 (0.0012) 0,02054 (0.0011) (-)0,0002 (-)0,1963 (0.0277) (-)0,6528 (0.0189) 0,04202 (0.0015) 0,02102 (0.0014) (-)0,0003 (0.000) (-)0,0363 (0.0217) (-)0,3209 (0.0186) - - Fonte: Elaboração dos autores. Desvio padrão entre parênteses.

19 Segundo os resultados da pesquisa, para o estado do Paraná, ser homem e chefe da família aumenta a probabilidade de ofertar trabalho em 12% em 2002 e 17% em Contudo, a probabilidade das mulheres chefes de família estarem trabalhando também aumentou, subindo de 8 para 17% em Isso significa que as mulheres paranaenses que são responsáveis pelos seus lares, estão respondendo mais economicamente em seus lares. Para o estado de Santa Catarina o ponto de destaque é a queda da probabilidade de entrada na força de trabalho da mulher chefe de família, ao longo dos anos estudados, sendo um efeito contrário ao encontrado para o estado do Paraná. Para o ano de 2002, a probabilidade da mulher chefe de família ofertar trabalho era de 17%, e passou para 11% em Essa diminuição está associada ao aumento da probabilidade dos homens chefes de famílias catarinenses ofertar trabalho dos anos de 2002 para Para o estado do Rio Grande do Sul, não houve diferenças significativas entre os anos em estudo. No estado gaúcho a condição de chefe de família aumenta a probabilidade de entrar no mercado de trabalho com média de 15% para ambos os gêneros, não havendo alterações significativas entre 2002 e Para a variável cônjuge, a relação com a oferta de trabalho é negativa somente para as mulheres no ano de 2002 no estado do Paraná e positiva para os demais estados nos dois anos estudados. Cabe destaque para o aumento das probabilidades de inserção das mulheres casadas em todos os estados, que passou de -4% para 9,6% em 2012 no Paraná, de 4,5% para 9,6% em 2012 em Santa Catarina e 5,6 para 11,5% no Rio Grande do Sul. Isso pode ser explicado, pela maior responsabilidade financeira assumida também pelas mulheres em seus lares, nos quais precisam auxiliar o seu cônjuge na renda casa. A mesma tendência de crescimento também pode ser visualizada ao observar o sexo masculino. Para as variáveis que se referem aos filhos, em todos os estados, não se mostraram estatisticamente significativas, apresentando elevado erro-padrão. No entanto, para o ano de 2012, as variáveis apresentaram menor desvio padrão e com os sinais esperados para as mulheres com filhos de 0 a 5 anos em todos os estados. Nesse caso, têm-se que para as mulheres, ter filhos de 0 a 5 anos diminui a probabilidade de ofertar trabalho, enquanto que ter filhos entre 6 e 14 anos não afeta negativamente. Isso pode ser explicado, devido a essa idade as crianças frequentarem à escola e as mães podem ao menos trabalhar por meio período. Resultado controverso é no que se refere à cor dos indivíduos. De acordo com as estimativas, ser branco diminui a probabilidade de entrada no mercado de trabalho para ambos os gêneros nos dois períodos pesquisados para o estado do Paraná e para o ano de 2012

20 nos demais estados. Segundo Timóteo (2012) esse resultado surpreende por contrapor as teorias que se dedicam em analisar a ocupação dos indivíduos mediante sua cor. Para o autor esse resultado pode se justificado por pessoas brancas terem melhores oportunidades em empregos informais e maior acesso à educação. No que se refere à educação, as estimativas estão de acordo com a teoria do capital humano, segundo a qual, maiores graus de escolaridade elevam a probabilidade da pessoa ofertar trabalho visando os melhores rendimentos. De acordo com os resultados, a cada ano adicional de estudo, a mulher paranaense aumenta a sua probabilidade de estar no mercado de trabalho em aproximadamente 3% em 2002 e 4,3% em Para os homens, as probabilidades foram de 1 e 4,1% respectivamente. Para as mulheres catarinenses em 2002, a cada adicional de estudo aumentava a probabilidade de oferta trabalho em 2,6%, e em 2012 subiu para 3,9%, e no Rio Grande do Sul o aumento foi de 1 para cerca de 4% no mesmo período. Esse resultado demonstra o aumento da importância da educação para a determinação de oferta de trabalho nos últimos anos do Brasil. A experiência apresentou o sinal esperado em todos os estados pesquisados. Cabe destaque para o aumento da importância dessa variável para a inserção da mulher no mercado de trabalho. No ano de 2002, para o estado do Paraná, a mulher com experiência aumentava sua probabilidade de ofertar trabalho em 2% e nos demais estados próximos de 1%. Já para o ano de 2012, houve aumento de 50% da probabilidade das mulheres com experiência ofertar mão de obra nos estados de Santa Catarina e Rio Grande do Sul, com valores acima de 2%. A experiência ao quadrado apresentou sinal negativo em todos os estados, conforme esperado. Para as variáveis que representam as rendas alternativas, assim como a análise regional, também se mostraram significativas para todos os estados na explicação da determinação da oferta de mão obra no estado. Segundo as estimativas, tanto homens e mulheres são desestimulados a ofertar trabalho, quando possuem fonte de renda alternativa ao trabalho, exceto para as mulheres de Santa Catarina no ano de No Paraná, percebe-se que para as mulheres, a probabilidade de ofertar trabalho, tendo outras fontes de renda, inclusive aposentadoria, aumentou no estado passando de menos de 1% em 2002 para cerca de menos 5% em Para os homens, ocorreu a mesma tendência no mesmo período. Nos demais estados, quando o homem possui outras fontes de rendas, a probabilidade dele ofertar sua mão de obra diminui cerca de 16% em Santa Catarina e 19% no Rio Grande do Sul em 2012.