RETORNOS PRIVADOS DE EDUCAÇÃO INDIVIDUAL NO PARANÁ

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1 JULIANA KIKUCHI VAN ZAIST * LUCIANO NAKABASHI ** MÁRCIO A. SALVATO *** RETORNOS PRIVADOS DE EDUCAÇÃO INDIVIDUAL NO PARANÁ RESUMO No Brasl e no Paraná exstem graves problemas no que dz respeto ao sstema educaconal. Assm, sera relevante a mplementação de polítcas que dessem maor ênfase ao problema. No entanto, anda há dúvdas quanto à prordade e alocação dos recursos, ou seja, como os recursos são escassos, deve-se prorzar o nvestmento educaconal nos níves que tenham maor potencal de alavancar a produtvdade. Tendo essa problemátca como questão central no presente estudo, realzamos uma análse do mpacto da escolardade no retorno salaral dos trabalhadores paranaenses para realzar uma avalação de qual nível de ensno (fundamental, médo ou superor) é mas mportante na geração de renda e, portanto, na produtvdade do trabalho. Palavras-chave: Retorno dos dferentes níves de escolardade; Método de HECKMAN, Investmentos no sstema educaconal. ABSTRACT There are serous problems n educatonal system n Brazl and Paraná State. Thus, mplementaton of polces towards the educatonal system n these two spheres s ndspensable. However, there are some uncertantes n relaton to the allocaton of the resources. Therefore, because resources are scarce, the educatonal level that must be gven more mportance s the one that have the greatest potental of rsng productvty. Havng ths concern as the central queston to be answered n the present study, we carred out an analyss of the workers schoolng on ther wage return n Parana State to evaluate whch educatonal level (elementary school, secondary school or college) s more mportant n ncome generaton and, therefore, n labor productvty. Key-words: Returns of dfferent levels of educaton; HECKMAN Procedure; Educatonal system nvestment. JEL: D31; J31; R53 * Economsta pela UFPR. ** Doutor em economa e professor do departamento de economa da UFPR. *** Doutor em economa e professor do IBMEC-MG.

2 1 INTRODUÇÃO A escolardade, um dos prncpas componentes que determnam a quantdade de captal humano em uma economa, é objeto de análse e dscussão prncpalmente pela sua mportânca no desenvolvmento de uma nação. Um bom exemplo é o Brasl, onde comumente reporta-se ao desempenho do sstema educaconal como sendo um dos fatores responsáves pelo seu baxo grau de desenvolvmento. Na lteratura, a educação braslera é descrta como sendo de fraco desempenho e de consderável atraso se comparada a um país de padrão de desenvolvmento semelhante. Segundo MENEZES-FILHO (2001), a escolardade méda braslera está bem abaxo de países com nível de desenvolvmento semelhante, como Chle, Méxco e Argentna. Dante dsto, uma das apostas possíves para reverter tal cenáro é a melhora no nível e na qualdade do ensno. No entanto, anda há dúvdas quanto a prordades e alocação dos recursos, ou seja, como os recursos são escassos, deve-se prorzar o nvestmento educaconal nos níves que tenham maor potencal de alavancar a produtvdade. Tendo essa problemátca como questão central no presente trabalho, realzamos uma análse do mpacto da escolardade no retorno salaral no estado paranaense e uma avalação de qual nível de ensno (fundamental, médo ou superor) é mas mportante na geração de renda e, portanto, na produtvdade do trabalho 1. Adconalmente, procuramos dentfcar outros fatores que determnam a renda dos ndvíduos no Paraná, além de se fazer uma análse comparatva dos resultados do presente estudo com os resultados de análses realzadas anterormente para o Brasl e Paraná. Esse estudo para o Paraná é relevante na medda em que auxla pesqusadores que realzam estudos sobre o estado, além de dar suporte aos gestores de polítca econômca focados nos problemas paranaenses. Utlzamos também dferentes especfcações nas estmações econométrcas de modo que novos nsghts foram alcançados. Outro ponto mportante é a comparação com o Brasl para ver se há alguma dferença na dnâmca dos retornos salaras entre essas duas undades de análse. Se esse for esse o caso, as polítcas econômcas voltadas para o nvestmento em educação nessas duas esferas deveram ser dferencadas. Tendo esses objetvos em mente, num prmero momento, realzamos uma dscussão dos estudos mcroeconômcos que relaconam renda e escolardade no Brasl e no Paraná. Depos, partmos para a análse empírca, onde se verfca o retorno em educação por nível de 1 Uma suposção que se faz aqu é que maores saláros refletem um maor nível de produtvdade do trabalho. 2

3 escolardade através do método de HECKMAN (1979) para corrgr o chamado vés de seleção amostral, sendo este ocasonado pela estratéga de procura de emprego por parte do agente. Outro ponto que deve ser ressaltado é a consderação dos pesos da PNAD na estmação das equações de regressão. Os resultados, quando comparado com as estmações sem peso, são bastante dferentes, ajudando a explcar as dferenças encontradas no presente estudo em relação a outros voltados para o mesmo objeto de análse. Por fm, têm-se as consderações fnas com a dscussão dos prncpas resultados encontrados. O prncpal resultado encontrado no presente estudo é que, de fato, exste uma dferença no retorno salaral quando se compara o Brasl e o Paraná. Os resultados ndcam que, apesar de um retorno médo da escolardade menor, o dferencal de retorno salaral entre o ensno superor e os outros níves de ensno é mas elevado no Paraná em comparação com resultados apresentados por estudos que focam no Brasl. Sendo assm, uma relevante conclusão é que os nvestmentos no ensno superor devem ser prortáros no caso paranaense. 2 EVIDÊNCIAS MICROECONÔMICAS PARA O BRASIL Os estudos sobre captal humano e renda na esfera mcroeconômca estão, em sua grande maora, relaconados ao mercado de trabalho. Os prmeros trabalhos a respeto foram os desenvolvdos por BECKER (1962) e MINCER (1958, 1974), sendo que o trabalho de 1974 de MINCER fo semnal no que dz respeto à estmação dos retornos salaras 2. A equação mncerana fo desenvolvda para realzação de análses que utlzam dados mcroeconômcos como, por exemplo, os estudos realzados por BILS e KLENOW (2000), HALL e JONES (1999) e KLENOW e RODRIGUEZ-CLARE (1997). No entanto, FERREIRA, ISSLER e PESSÔA (2004) mostraram que essa especfcação também é aproprada em análses macroeconômcas. Segundo GRILICHES (1977), a equação de saláros é representada pela segunte forma: (1) w = ln W = α + β S + δx + u em que W é a renda ou saláro; S representa n de anos de escolardade; β é retorno em escolardade, representando a varação margnal da renda em relação à escolardade; X é o 2 Alguns estudos que fazem uma relação entre captal humano e crescmento em nível macroeconômco são: BENHABIB e SPIEGEL (1994 e 2002); de MANKIW, ROMER e WEIL (1992); NAKABASHI e SALVATO (2007); DIAS e DIAS (2007); NAKABASHI e FIGUEIRDO (2008); e DIAS, DIAS e LIMA (2009). 3

4 conjunto de varáves de controle que podem ter efeto sobre a renda; e u é o dstúrbo aleatóro que comporta todas as forças não dretamente explcadas no modelo, mas que possuem nfluênca sobre os ganhos do ndvíduo 3. Para ctar os resultados de alguns estudos empírcos, SACHSIDA, LOUREIRO e MENDONÇA (2004) estmaram, com base nessa equação, o retorno salaral da educação controlando para dferentes fontes de vés que podem dstorcer os resultados. Através dos dferentes métodos de estmação, os autores encontram evdêncas de que o retorno de um ano adconal de estudo fca entre 12,9% e 16%. A educação como nvestmento ou, dto de outra forma, os retornos gerados pela educação também foram analsados por RESENDE e WYLLIE (2006). Seus estudos são voltados para o Brasl, tomando como base de dados a Pesqusa sobre Padrão de Vda (PPV- IBGE, dados de ). Os resultados das estmatvas com base no procedmento de dos estágos de HECKMAN ndcam que o retorno da escolardade fca entre 15,9% e 17,4% para os homens e 12,6% e 13,5% para as mulheres. Os menores retornos são obtdos quando os autores ntroduzem uma varável para controlar a qualdade do ensno. LOUREIRO e CARNEIRO (2001) fzeram estmatvas do retorno salaral da educação utlzando os dados da PNAD de Os autores empregaram o procedmento de HECKMAN (1979) e separaram os trabalhadores em ruras e urbanos. O retorno estmado para o homem urbano fo de 18,58%, enquanto que para o homem rural fo de 11,35%. Para as mulheres, os valores encontrados foram 23,32% e 18,06%, respectvamente. Em um estudo comparatvo entre os rendmentos dos brasleros e amercanos, LAM e LEVINSON (1991), utlzando dados da PNAD/IBGE de 1985, estmaram um retorno de mas de 17%. Como sera de se esperar, o retorno estmado da educação no Brasl fo consderavelmente maor do que o dos Estados Undos. Para o estado do Paraná, ROCHA e CAMPOS (2006), a partr de dados do Censo Demográfco de 2000, estmaram que o retorno da educação pelo método de HECKMAN (1979) é de 14,7% para os homens e de 18,8% para as mulheres. SAMPAIO (2007), através dos mcrodados da PNAD 2004, utlzando o mesmo método encontrou um retorno bem mas baxo, de 4,6%. 3 ANÁLISE EMPÍRICA DO IMPACTO DA ESCOLARIDADE NO PARANÁ 3 Um estudo que utlza a especfcação de Mncer para uma análse macroeconômca dos estados brasleros é aquele realzado por CANGUSSU, SALVATO e NAKABASHI (2010). 4

5 3.1 METODOLOGIA Tendo em vsta que a análse dos retornos da educação gera a necessdade de ter como base de dados somente aqueles que possuem rendmento e, conseqüentemente, que estão trabalhando, sso traz a possbldade de a amostra estar vesada. A causa dsto está na estratéga de oferta de trabalho do agente, na qual, segundo HECKMAN (1974), o agente tem mplícto um determnado saláro de reserva que serve de parâmetro para o ndvíduo acetar ou não partcpar do mercado de trabalho (a partcpação se dará caso o saláro ofertado seja superor ao saláro de reserva). Assm, conforme apontado por SACHSIDA, LOUREIRO e MENDONÇA (2004), a não consderação desse fenômeno faz com que as estmatvas por Mínmos Quadrados Ordnáros (MQO) sejam tendencosas devdo ao aparecmento do vés de seleção amostral, uma vez que se é analsado de forma dêntca grupos que usam regras dferentes de decsão. Um exemplo clássco dsto é o objeto de estudo de HECKMAN (1974), que se refere ao rendmento de um grupo de mulheres, as quas escolhem se vão ou não trabalhar, sendo que a opção por trabalhar faz delas partcpantes da amostra. Se as mulheres fzessem essa escolha de forma aleatóra, sera possível usar MQO para estmar algum modelo para saláros. No entanto, essa suposta aleatoredade é pouco provável, pos as mulheres a quem fossem oferecdos baxos saláros, provavelmente optaram por não trabalhar, fazendo com que o saláro observado seja vesado para cma. Uma solução para esse problema, que é comum para esse tpo de amostra, pode ser encontrada se exstrem varáves que afetam sgnfcatvamente as chances de observação (chance de estar trabalhando), mas não afetam o saláro oferecdo como, por exemplo, o número de flhos que a mulher possu. Desse modo, ao se usar uma equação de seleção que leva em consderação as varáves que afetam a decsão de uma mulher entre trabalhar ou não é possível corrgr aquele vés para cma. Isto é exatamente o que fo proposto por HECKMAN (1979). Outro ponto que vale a pena destacar é a consderação dos pesos da PNAD nas estmações realzadas, o que dá maor confabldade aos resultados, pos equvale a aumentar o tamanho da amostra consdera cada ndvíduo segundo sua representação da população. 5

6 3.1.1 O Método de HECKMAN O método de HECKMAN (1979) consste em estmar, prmeramente, através de um modelo Probt 4, uma equação de partcpação no mercado de trabalho (equação de seleção). Segundo LOUREIRO e CARNEIRO (2001), essa equação rá dzer qual a probabldade de um trabalhador vr a partcpar ou não do mercado de trabalho, levando-se em conta um conjunto de característcas pessoas e de seus famlares. Dante dsto, LOUREIRO e CARNEIRO (2001) afrmam que, no método de estmação Probt, a varável a ser explcada é, numa escolha dcotômca, trabalhar ou não trabalhar. Ao decdr por trabalhar ou não, supõe-se que seja avalado, por parte do trabalhador, os ganhos e/ou perdas que o emprego pode oferecer. As varáves que compreendem essa tomada de decsão não costumam ser dretamente observáves para cada ndvíduo. Então, y* pode ser defndo como uma preferênca latente que defne a probabldade de o ndvíduo acetar trabalhar, sendo que y * é uma varável ordnal que determna que quanto maor o valor de y *, maor a probabldade de o ndvíduo trabalhar. Na equação abaxo é apresentado y * e as varáves que o explcam: (2) y * = β X + µ em que, X corresponde a um conjunto de varáves explcatvas relaconadas ao trabalhador e β mede o efeto de uma mudança em X sobre y *. Como não é possível observar y *, usa-se uma varável dummy que representa se o ndvíduo está ou não trabalhando, em que y = 1, se a pessoa acetou a trabalhar, e y = 0, caso contráro. Tendo em vsta que para se estmar a equação de saláros somente são consderados os ndvíduos que estão trabalhando, y * deve assumr um valor superor a 0, tem-se, então, que µ > βx. O segundo passo do método de HECKMAN (1979) consste em estmar o rendmento de acordo com a segunte equação: (3) W = δ Z + ε em que W é o logartmo do saláro; Z representa o vetor de característcas pessoas; δ o conjunto de parâmetros; e ε representa o vetor de erros aleatóros. 4 Modelo de escolha bnára, sto é, a varável dependente é uma varável bnára (dummy). 6

7 Sendo assm, o vés de seletvdade amostral é lustrado da segunte forma: (4) E W Z, y = 1] = δz + E[ ε µ > βx ] [ e dado que: (5) E[ ε µ > βx cov( µ, ε ) ] = σ µ fdp( βx fda( βx ) ) em que fdp é a função densdade probabldade e fda a função de dstrbução acumulada. Tem-se, então, que quando a cov( µ, ) 0, há vés de seletvdade, uma vez que a esperança ε da perturbação será dferente de zero. Substtundo parte da equação (5) por Θ, obtém-se o segunte: (6) E ε µ > βx ] = Θλ [ fdp( βx / σ u ) em que λ =. fda( βx / σ ) u HECKMAN (1974) observou que estmando os parâmetros β e µ na equação de seleção, era possível construr λ (conhecda como o nverso da razão de Mll), que passara a entrar como varável explcatva na equação de saláros, conforme a equação (7): (7) W δ + λ Θ = Z Desta forma, corrg-se o vés gerado pela não aleatoredade da amostra, a qual só pode conter pessoas que estejam trabalhando. No presente estudo, utlzou-se o software STATA 9.1, que já tem embutdo este procedmento 5. 5 Obteve-se, também, através desse software, a estmatva por MQO, possbltando, assm, uma comparação entre os resultados dos dos métodos. Os resultados encontram-se dsponíves com os autores. 7

8 3.2 BASE DE DADOS As estmações foram obtdas a partr dos mcrodados da Pesqusa Naconal por Amostra de Domcílo (PNAD) para o Paraná, referentes ao ano de A seleção da amostra se deu com a utlzação dos mesmos fltros utlzados por SACHSIDA, LOUREIRO e MENDONÇA (2004), a saber: 1 ) A amostra compreende somente homens entre 24 e 56 anos de dade, uma vez que suas decsões são menos complcadas com relação ao nível de escolardade, por consderações de fertldade 6 ; 2 ) São ncluídas apenas pessoas que não estejam estudando 7, 3 ) A observação que não possu uma ou mas nformações sobre as varáves ndependentes é descartada da amostra 8 ; 4 ) Busca-se evtar que sejam ncluídas na amostra pessoas que possuam um saláro extremamente alto que possa envesar os resultados. Consdera-se, portanto, apenas ndvíduos que possuem um saláro horáro entre R$ 1,00 e R$ 500,00. Busca-se, também, evtar pessoas que não estejam trabalhando. 5 ) Não foram consderados os ndvíduos que trabalham nos setores públcos e agrícolas devdo à dnâmca própra regda por eles (SOARES e GONZAGA, 1999). Adconalmente, é mportante ressaltar que a análse empírca dos dados da PNAD fo feta através da aplcação dos pesos, ou seja, cada ndvíduo da amostra representa um maor número de ndívduos de acordo com as suas característcas. Ao comparar com os resultados sem a aplcação dos pesos, as mudanças são sgnfcatvas e alteram boa parte das conclusões 9. Essa ntrodução é uma parte relevante do estudo vsto a maor representatvadade da amostra e a pequena utlzação dos pesos em estudos empírcos que utlzam a PNAD. 3.3 RESULTADOS ECONOMÉTRICOS Utlzou-se aqu, com exceção da varável Csdo (Casado), a mesma forma da equação de saláros utlzada por SACHSIDA, LOUREIRO e MENDONÇA (2004), sendo uma expansão da equação mncerana, como pode ser vsto a segur: 6 Os autores se baseam em outros autores para restrngr a amostra desta manera, como Cameron e HECKMAN (2001), HECKMAN et all (2000), SOARES e GONZAGA (1999) e GAREN (1984). 7 Esse fltro é baseado no estudo de GRILICHES (1977). 8 Os autores utlzaram o mesmo procedmento de HECKMAN et all (2000) e SOARES e GONZAGA (1999). 9 Os resultados sem os pesos estão dsponíves com os autores. 8

9 (8) Logw = β + β S + β Exp + β ( Exp) 0 + β Raça + β ( S Raça) + β ( S Exp) + β ( Exp Raça) + β ( S Raça Exp) + β ( Formal) + β ( Snd) + ε em que Log w representa o logartmo do saláro/hora mensal; S a escolardade; β a constante; 0 Exp os anos de experênca do trabalhador 10 ; Raça representa uma varável dummy que assume o valor 1 se o trabalhador é branco e 0 caso contráro; Formal uma varável dummy que assume o valor 1 se o trabalhador pertence ao setor formal e 0 caso contráro; Snd é Sndcato e representa uma varável dummy em que assume o valor 1 se o ndvíduo é assocado a algum sndcato e 0 caso contráro; e ε representa o resíduo da estmatva. Com relação à equação de seleção, as varáves utlzadas, além das varáves da equação de saláros, com exceção da varável Log w, foram: a varável dummy Flhos em que assume o valor 1 se o trabalhador possu flhos com menos de sete anos e 0 caso contráro e a varável dummy Csdo (Casado) em que assume o valor 1 se o ndvíduo é casado e 0 caso contráro. A varável SM (escolardade da mãe), dferentemente de SACHSIDA, LOUREIRO e MENDONÇA (2004), não fo utlzada nesse estudo, pos város estudos para o Brasl não consderam essa varável na análse empírca como, por exemplo, KASSOUF (1994) e LOUREIRO E CARNEIRO (2001), o que dfculta a obtenção de conclusões a respeto. Adconalmente, o uso de escolardade da mãe é possível apenas nas PNADs de 1982, 1988 e Resultados do retorno da educação méda dos trabalhadores Antes de se ncar a análse empírca, cabe algumas observações. Prmeramente, as varáves utlzadas para se analsar os determnantes do saláro de reserva o saláro mínmo que as pessoas estão dspostas a receber para trabalharem são as mesmas empregadas para se estmar o retorno salaral. A dferença é que na análse do saláro de reserva são ncluídas as característcas pessoas e famlares do ndvíduo que não afetam dretamente o retorno salaral. No presente estudo, essas varáves são Csdo = Casado, representando uma varável dummy que assume o valor 1 se o ndvíduo é casado e 0 caso contráro e Flhos, que representa uma varável dummy em que assume o valor 1 se o ndvíduo possu flhos com menos de sete anos e 0 caso contráro. 10 A experênca é calculada pela forma padrão: Exp = Idade escolardade 6 O n 6 representa a dade que a crança começa a estudar. 11 Agradecemos aos comentáros de um parecersta anônmo por essa observação. 9

10 Outro ponto que merece ser destacado é que, na análse empírca, foram utlzadas váras especfcações dferentes para se testar o efeto das varáves explcatvas na renda dos ndvíduos. Isso se deve ao fato da complexa nter-relação exstente entre as varáves explcatvas e a varável explcada. Ou seja, a renda de um ndvíduo não depende apenas, por exemplo: do seu nível de educação; da experênca adqurda; de sua etna 12 ; se ele trabalha no setor formal ou nformal e se ele é assocado a um sndcato. A nteração exstente entre essas varáves é extremamente relevante para se ter uma noção mas precsa sobre os efetos destas na renda. Adconalmente, a comparação dos resultados de dversas especfcações traz novos nsghts que não seram possíves utlzando somente uma delas. Ou seja, é mportante comparar os resultados das dferentes especfcações mesmo que as mas completas seja as mas adequadas, de acordo com os testes e crtéros de seleção de modelos. A utlzação de dferentes formas funconas para se testar a mportânca das varáves explcatvas sobre o retorno salaral também é mportante para se verfcar a robustez dos resultados, ou seja, para dentfcar as varáves que permanecem com o mesmo snal e sgnfcatvas quando ocorrem mudanças na especfcação do modelo a ser estmado. Na Tabela 1, que mostra os resultados da equação de seleção, o teste de razão de máxma verossmlhança para a estatístca rho, que verfca a exstênca de correlação entre a equação de saláros e a equação de seleção, ndca que exste vés de seleção amostral, em todas as especfcações, pos a mesma mostrou-se estatstcamente sgnfcante 13. Isto sgnfca que a utlzação do método de HECKMAN (1979) permte obter coefcentes mas confáves do que os obtdos por MQO. 12 As palavras etna, raça e cor são utlzadas como snônmos no presentes estudo. 13 Alguns autores verfcam a exstênca de vés de seleção amostral pelo lambda, de forma que se o mesmo for sgnfcatvo haverá vés. rho = coefcente de correlação. Lambda = nverso da razão de Mll = varável nserda na equação de saláros para corrgr o vés de seleção. 10

11 Tabela 1 Equação de seleção VARIÁVEL (1) (2) (3) (4) (5) S Exp Exp² Raça S x Raça S x Exp Exp x Raça S x Raça x Exp Formal Snd Csdo Flhos Constante Rho ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( ) ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( ) ( )*** (141.93) (203.54) (399.93) (406.28) (408.31) ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** Teste Razão H 0 : rho = 0 H 0 : rho = 0 H 0 : rho = 0 H 0 : rho = 0 H 0 : rho = 0 Máx. χ 2 (1) = χ 2 (1) = χ 2 (1) = χ 2 (1) = χ 2 (1) = Verossm. Prob > χ 2 = 0,0000 Prob > χ 2 = 0,0000 Prob > χ 2 = 0,0000 Prob > χ 2 = 0,0000 Prob > χ 2 = 0,0000 Amostra 2341 a 2341 a 2341 a 2341 a 2341 a FONTE: Elaboração Própra a partr dos mcrodados da PNAD 2005 NOTAS: *** estatstcamente sgnfcatvo ao nível de 1%; ** estatstcamente sgnfcatvo ao nível de 5%; * estatstcamente sgnfcatvo ao nível de 10%; a esse nº de observações possu uma representatvdade de habtantes. Valores entre parênteses correspondem ao desvo-padrão. Em relação as varáves utlzadas, S é a escolardade; Exp representa os anos de experênca do trabalhador; Raça representa uma varável dummy em que assume o valor 1 se o trabalhador é branco e 0 caso contráro; Formal representa uma varável dummy em que assume o valor 1 se o trabalhador pertence ao setor formal e 0 caso contráro; Snd = Sndcato, que representa uma varável dummy em que assume o valor 1 se o ndvíduo é assocado a algum sndcato e 0 caso contráro; Csdo = Casado, representando uma varável dummy em que assume o valor 1 se o ndvíduo é casado e 0 caso contráro; Flhos representa uma varável dummy em que assume o valor 1 se o ndvíduo possu flhos de até 7 anos (exclusve) e 0 caso contráro. De acordo com os resultados apresentados na prmera coluna, a escolardade tem um efeto negatvo sobre o saláro de reserva do ndvíduo. Isso se deve, provavelmente, a má especfcação do modelo, ou seja, omssão de varáves relevantes na equação de seleção, como podemos constatar pelos testes LR e através dos crtéros de seleção de modelos CIA e CIS apresentados na Tabela 2. É mportante ressaltar que o procedmento dos testes LR fo realzado de tal forma que cada um destes testes compara o modelo com menos varáves (restrto) como aquele com uma varável a mas (rrestrto), e a hpótese nula é que a dferença da Soma dos Quadrados dos Resíduos dos dos modelos não é estatstcamente dferente de 11

12 zero, ou seja, que a restrção é válda (coefcente em questão estatstcamente gual a zero). Em todos os casos, os valores dos testes LR são extremamente elevados, ndcando que a nclusão das varáves de nteração melhora bastante o poder de explcação dos modelos ou, alternatvamente, gera uma grande redução na Soma dos Quadrados dos Resíduos. Voltando aos resultados apresentados na Tabela 1, nas três últmas colunas, os resultados da educação sobre o saláro de reserva são postvos e sgnfcatvos, estando de acordo com os resultados de SACHSIDA, LOUREIRO e MENDONÇA (2004). Desse modo, a escolardade aumenta o saláro mínmo que o ndvíduo toma como base para partcpar do mercado de trabalho. Comportamento semelhante é apresentado pela varável experênca. Enquanto seu efeto sobre o saláro de reserva é negatvo nas duas prmeras especfcações, seu efeto se torna postvo e sgnfcatvo nas demas. Adconalmente, seu efeto cresce a taxas decrescentes, ou seja, quanto maor a experênca de um ndvíduo, maor o seu saláro de reserva, mas este tende a crescer a taxas cada vez menores de acordo com o aumento da experênca. A dummy para raça nos ndca, em quase todas as dferentes especfcações, que o trabalhador branco tem um menor saláro de reserva do que o não branco controlando para o nível educaconal, experênca e pelas nterações exstentes entre as varáves. O fato de um trabalhador se encontrar no mercado de trabalho formal não se mostrou sgnfcatvo. O que, de fato, eleva o seu saláro de reserva é o fato de este estar ou não assocado a um sndcato. Assm, parece que os sndcatos possuem um efeto relevante sobre o saláro mínmo que cada empregado está dsposto a acetar para partcpar do mercado de trabalho. As varáves casado (Csdo) e flhos também apresentaram snas postvos e sgnfcatvos em todas as especfcações. Assm, o fato do ndvíduo estar casado e / ou possur flhos aumentam seu saláro de reserva. Esses resultados estão de acordo com outros estudos, como o de SILVA e KASSOUF (2000). Sobre a equação de saláros (Tabela 2) pode-se dzer que, da mesma forma que o observado na lteratura, os coefcentes da varável escolardade (S) foram postvos e sgnfcatvos em todas as especfcações. No entanto, o retorno de cada ano de estudo fcou entre 8,4% e 11,3%, abaxo do retorno encontrado em outros estudos empírcos para o Brasl. Por exemplo, no estudo realzado por RESENDE e WYLLIE (2006), utlzando o mesmo procedmento econométrco e os dados da Pesqusa sobre Padrão de Vda (PPV/IBGE), o retorno fo de, aproxmadamente, 15% para homens. Adconalmente, LAM e 12

13 LEVINSON (1991), utlzando dados da PNAD/IBGE de 1985, estmaram um retorno de mas de 17%, enquanto que na análse feta por SACHSIDA, LOUREIRO e MENDONÇA (2004), através de város procedmentos econométrcos dstntos e também fazendo uso dos dados da PNAD/IBGE, para o período , o retorno fcou acma de 12,9%. Consderando os estudos realzados para o caso paranaense, ROCHA e CAMPOS (2006), a partr de dados do Censo Demográfco de 2000, estmaram que o retorno da educação pelo método de HECKMAN (1979) é de 14,7% para os homens e de 18,8% para as mulheres. SAMPAIO (2007), através dos mcrodados da PNAD 2004, constatou que o retorno por MQO fo de 6,2%. Pelo método de HECKMAN (1979) o retorno encontrado fo de 4,6%. Assm, os resultados encontrados por SAMPAIO (2007) são uma exceção, com os retornos da educação fcando abaxo dos demas estudos, nclusve dos estmados no presente trabalho. Os coefcentes da varável experênca (Exp) foram postvos e sgnfcatvos, enquanto que os da experênca ao quadrado (Exp²) foram negatvos e sgnfcatvos em todas as especfcações, o que ndca que a experênca eleva o saláro, mas a taxas decrescentes. Esses resultados e as magntudes dos coefcentes são semelhantes aos encontrados por RESENDE e WYLLIE (2006) e SACHSIDA, LOUREIRO e MENDONÇA (2004). 13

14 Tabela 2 Equação de saláros VARIÁVEL (1) (2) (3) (4) (5) S Exp Exp² Raça S x Raça S x Exp Exp x Raça S x Raça x Exp Formal Snd Constante ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )**** ( )*** Lambda ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** LR χ 2 (2) Prob > χ CIA CIS Amostra 1923 a 1923 a 1923 a 1923 a 1923 a FONTE: Elaboração Própra a partr dos mcro-dados da PNAD 2005 NOTAS: ***estatstcamente sgnfcatvo ao nível de 1%; **estatstcamente sgnfcatvo ao nível de 5%; *estatstcamente sgnfcatvo ao nível de 10%; a esse nº de observações possu uma representatvdade de habtantes. Valores entre parênteses correspondem ao desvo-padrão. Em relação às varáves utlzadas, Log w é o logartmo do saláro/hora mensal; S é a escolardade; Exp representa os anos de experênca do trabalhador; Raça representa uma varável dummy em que assume o valor 1 se o trabalhador é branco e 0 caso contráro; Formal representa uma varável dummy em que assume o valor 1 se o trabalhador pertence ao setor formal e 0 caso contráro; Snd = Sndcato, que representa uma varável dummy em que assume o valor 1 se o ndvíduo é assocado a algum sndcato e 0 caso contráro. O teste LR é o teste da Razão de Verossmlhança para analsar se o modelo medatamente posteror é mas adequado, ou seja, que a restrção mposta é lmtante. CIA é o Crtéro de Informação de Akake e CIS é o Crtéro de Informação de Schwarz. Na segunda coluna da Tabela 2, o coefcente da varável raça apresenta um snal postvo, além de ser estatstcamente dferente de zero. Isso mplca que os trabalhadores brancos ganham mas do que os não-brancos, mesmo quando se controla para o nível educaconal e a experênca do ndvíduo. Esse resultado é semelhante ao encontrado por KILSZTAJN ET AL. (2005), mas deve-se levar em conta que os mesmos controlam apenas para o nível de escolardade dos ndvíduos. No entanto, como pode ser vsto nos resultados apresentados nas demas colunas, esse resultado se deve à nteração entre raça e escolardade, cujos coefcentes são postvos e sgnfcatvos, ndcando que cada ano de escolardade eleva mas o saláro do trabalhador branco em relação ao não-branco. Esse efeto se deve, provavelmente, ao dferencal médo de 14

15 qualdade no ensno das duas classes ctadas. Controlando para esse efeto de nteração, os trabalhadores brancos ganham menos do que os não-brancos. A nteração entre raça e experênca também tem papel semelhante. O seu snal postvo e sgnfcatvo nas duas últmas equações ndca que a experênca tem um maor mpacto sobre os saláros das pessoas brancas. Adconalmente, nota-se que a nclusão desta torna o coefcente da varável raça anda maor, em valores absolutos. Consderando o efeto de nteração entre escolardade e experênca, pode-se notar que o mpacto da educação sobre o saláro é maor para aqueles trabalhadores com menor experênca. Uma possível explcação sera a maor mportânca dada à educação formal atualmente em relação ao passado, quando a experênca era mas mportante no aprendzado do trabalhador. Outra explcação é que o modelo apresenta erros de especfcação, pos, como veremos na Tabela 3, o snal desse coefcente é postvo e sgnfcatvo quando se separa o efeto da escolardade sobre os saláros em faxas de ensno. Adconalmente, os crtéros de seleção de modelo (CIS e CIA) ndcam que as melhores especfcações são aquelas apresentadas na Tabela 3. Já o snal postvo e sgnfcatvo da nteração entre raça, escolardade e experênca ndca que a nteração entre experênca e escolardade é mas relevante para os trabalhadores brancos. As varáves referentes ao trabalho formal e à assocação a algum sndcato apresentam um efeto postvo e sgnfcatvo sobre os rendmentos dos trabalhadores. Conforme esperado, ndvíduos que trabalham no setor formal e/ou são assocados a algum sndcato tendem a ter um retorno salaral superor ao dos ndvíduos que estão em stuações contráras Resultados do retorno da educação por faxa de anos de estudo No ntuto de se ter uma melhor déa sobre o mpacto de cada faxa de estudo sobre o saláro dos ndvíduos, a varável escolardade (S) fo dvdda em 4 partes. Cada uma compreende uma faxa de anos de estudo que representa um dentre os níves de nstrução abaxo, de modo que a escolardade dos ndvíduos que compõem a amostra é nserda na faxa correspondente ao seu nível, enquanto todas as outras faxas são guas a zero: S1 = prmeros anos do fundamental (1-4 anos de estudo), ou seja, ela vara de 1 a 4 para os trabalhadores que têm esse nível de escolardade e é gual a 0, caso contráro; 15

16 S2 = últmos anos do ensno fundamental (5-8 anos de estudo), ou seja, ela vara de 5 a 8 para os ndvíduos que possuem um nível de escolardade de 5 a 8 anos, sendo gual a 0, caso contráro; S3 = ensno médo (9-11 anos de estudo), ou seja, ela vara de 9 a 11 para os ndvíduos que concluíram do prmero ao últmo ano do ensno médo e é gual a 0, caso contráro; e S4 = ensno superor (12 anos ou mas de estudo), sendo maor ou gual a 12 para os ndvíduos que concluíram, pelo menos, um ano do ensno superor e é gual a 0, caso contráro. Essa separação da educação em dferentes faxas é extremamente relevante ao permtr a análse dos dferentes retornos salaras dos trabalhadores com dferentes níves de educação formal. Uma separação semelhante fo feta por SACHSIDA, LOUREIRO e MENDONÇA (2004). No entanto, para cada faxa, os autores utlzaram uma varável dummy. Dessa forma, eles estmaram o retorno de cada faxa. No presente estudo, ao permtr uma varação na escolardade dos ndvíduos dentro de cada faxa, fo possível estmar o retorno de cada ano de escolardade das dferentes faxas. Ao analsar os resultados apresentados na Tabela 3, o prmero fato que vale a pena destacar é a queda nos valores dos crtéros de seleção de modelo CIA e CIS em relação aos valores encontrados nas especfcações apresentadas na Tabela 2. Isso ndca que é mas adequado se estmar as equações de regressão separando a educação por faxas de ensno 14. No que se refere aos resultados obtdos pelo método de HECKMAN (1979), na prmera especfcação, verfca-se que um ano a mas de estudo gera, em méda, um retorno de 5,3% para os ndvíduos que estão na prmera faxa, de 6,2% para os que estão na segunda, de 7,2% para os que possuem ensno médo, e de 11,2% para os que concluíram pelo menos um ano do ensno superor. Assm, como todos os coefcentes são estatstcamente dferentes de zero, pode-se conclur que o retorno do estudo aumenta de acordo com os níves educaconas mas elevados alcançados pelos trabalhadores. No entanto, quando se nclu a varável de nteração entre escolardade e raça, o efeto de cada ano de estudo sobre o rendmento do ndvíduo se reduz, ndependentemente do seu nível de escolardade. Como menconado anterormente, esse efeto se deve ao dferencal de qualdade do ensno entre as duas etnas, que era capturado apenas pela varável nível de 14 Nesta seção do trabalho não apresentamos a tabela das equações de seleção porque os resultados, assm como as nterpretações, são muto smlares àqueles apresentados na Tabela 1. 16

17 escolardade na prmera especfcação. Em outras palavras, como a categora de referênca passou a ser não-brancos, sendo que estes possuem uma por qualdade de ensno de acordo com os resultados encontrados na Tabela 2, ocorre uma queda nos coefcentes de retorno da escolardade. Além dsso, quando se adconam mas varáves de nteração que melhora a especfcação do modelo de acordo com os testes LR e com os crtéros CIA e CIS as três prmeras faxas de ensno perdem mportânca na determnação dos rendmentos de forma expressva. A prmera faxa de ensno aparece até com o snal negatvo em duas das três últmas especfcações. A conclusão desses resultados é anda mas forte que a anteror: quando se controla para as váras nterações exstentes entre escolardade, raça e experênca, o estudo só traz um retorno postvo e expressvo sobre os saláros para os ndvíduos com elevado nível de educação, ou seja, para aqueles com ensno superor (completo ou ncompleto). Isso não mplca que as três prmeras faxas de ensno trazem um retorno muto baxo ou negatvo, mas que este é provenente das nterações que a escolardade possu com a raça e com a experênca. Essa dferença nos resultados, quando se compara com aqueles encontrados por SACHSIDA, LOUREIRO e MENDONÇA (2004), ocorre, prncpalmente, pela dferença na undade de análse (Brasl e Paraná), já que a especfcação é a mesma quando se consdera o modelo mas completo. A ntrodução dos pesos também altera os resultados, mas as mudanças ocorrem, sobretudo, na estmação das varâncas dos parâmetros estmados 15. Outro ponto que vale a pena ressaltar é a queda relatva do retorno sobre o saláro de cada uma das faxas de estudo. Enquanto o retorno de cada ano do ensno médo passou de 7,3% para 3,6% (apenas metade), quando se compara a prmera e últma especfcação, o retorno de cada ano do ensno superor passou de 11,2% para 8,0% (ver Tabela 3) 16. Esses resultados fcam anda mas evdentes na Fgura 1, onde percebemos que o rendmento do ensno médo passa de pouco mas de 60% para pouco mas de 40% do retorno do ensno superor entre a prmera e últma especfcação. Para as demas faxas, a queda do retorno de cada ano de escolardade em relação ao retorno de cada ano do ensno superor é anda mas expressva. 15 Os resultados estão dsponíves com os autores. 16 Só para reforçar o argumento, não queremos dzer que ocorreu uma queda no retorno da escolardade, mas que parte do efeto da escolardade sobre o retorno salaral se dá va nteração da escolardade com as varáves raça (ou cor) e experênca. De qualquer forma, é nteressante ressaltar esse ponto porque no estudo de SACHSIDA, LOUREIRO e MENDONÇA (2004), os autores apresentam apenas a especfcação mas completa dando a mpressão que o retorno da escolardade é mas baxo devdo aos efetos das varáves de nteração. 17

18 Fgura 1 Retorno de cada faxa de ensno em relação ao retorno de S (1) (2) (3) (4) (5) S1 S2 S3 S4 FONTE: Elaboração Própra a partr dos mcro-dados da PNAD 2005 Ao comparar os resultados do retorno salaral de cada faxa de estudo com outros estudos, chegamos a conclusões nteressantes. SACHSIDA, LOUREIRO e MENDONÇA (2004) 17 verfcaram que o retorno, pelo método de HECKMAN (1979), de 4 anos completos de estudo no Brasl é de 12,8%, enquanto que para 8 anos completos é de 14,2%. No presente estudo, esses retornos são de 4,4% e 8,4%, respectvamente 18. No estudo desses autores, para 12 anos completos, o retorno é de 14,7% e para 16 anos completos é de 14,8%. Tendo em vsta que eles consderaram o retorno de cada faxa completa, ao comparar com os resultados do presente estudo, o retorno das pessoas que concluíram o ensno médo é de quase 11% (= 3 anos x 3,6% ao ano) e o dos trabalhadores que têm dploma unverstáro é de, aproxmadamente, 40% (= 5 anos x 8,0% ao ano). Desse modo, os retornos salaras dos trabalhadores entre 1 e 11 anos de escolardade são menores no presente estudo, enquanto que o retorno daqueles que concluíram pelo menos um ano do ensno superor é consderavelmente maor. Esse resultado é um pouco estranho vsto o maor nível de desenvolvmento do Paraná em relação à méda do Brasl (tanto em nível de escolardade quanto em renda per capta, segundo dados do IBGE). Ou seja, pela maor escolardade, sera de se esperar um menor retorno em todos os níves. Uma possbldade de nterpretação é que a maor escolardade do Paraná em relação ao Brasl está dspersa, prncpalmente, nos três prmeros níves de ensno (prmeros anos do 17 Últma especfcação. 18 1,1% x 4 anos = 4,4 e 2,1% x 4 anos = 8,2% 18

19 fundamental, últmos anos do fundamental e ensno médo). Outra possbldade é uma maor demanda por profssonas do ensno superor no estado 19. BARBOSA FILHO e PESSÔA (2006) também realzaram um estudo do retorno da educação para o Brasl. Os dados por eles utlzados são da PNAD, do Censo Demográfco de 2000, da Pesqusa de Orçamento Famlar (POF) e do INEP. Os retornos dentfcados para um ano a mas de estudo em 2004, consderando 30 anos de experênca, foram os seguntes: 1) prmeros anos do fundamental = 9,8%; 2) últmos anos do fundamental = 14,8%; 3) ensno médo = 13,9%; e 4) ensno superor = 13,8%. Para analsar qual o nível que traz mas benefícos os autores consderam, anda, o prêmo salaral resultante de cada cclo de educação que se completa. Com a nclusão desses prêmos, os retornos seram de: 1) prmeros anos do fundamental = 11,9%; 2) últmos anos do fundamental = 14,9%; 3) ensno médo = 16,4%; e 4) ensno superor = 32,8%. Assm, os resultados do presente estudo estão mas próxmos daqueles encontrados por BARBOSA FILHO e PESSÔA (2006) quando estes consderam o prêmo salaral de cada cclo de educação. Assm, uma das conclusões do estudo realzado por BARBOSA FILHO e PESSÔA (2006), que é a mesma da presente análse, é que os gestores de polítca econômca do Paraná devem dar especal atenção aos nvestmentos realzados no nível superor de ensno 20. Porém, por questões socas e de estímulos para que mas estudantes concluam o ensno superor, os dos prmeros níves (fundamental e médo) são essencas e não devem ser gnorados. Cabe ressaltar anda que esse dferencal de saláros de acordo com o nível de escolardade é anda mas pronuncado no caso do Paraná, pos enquanto o retorno dos prmeros três níves fca abaxo daquele do estudo de BARBOSA FILHO e PESSÔA (2006), o retorno do ensno superor é anda mas elevado. Assm, cabe uma atenção especal ao ensno superor no estado do Paraná que conta com poucas unversdades públcas federas se comparado com estados em nível semelhante de desenvolvmento, como o Ro Grande do Sul. 19 Uma analse mas detalhada sobre os fatores de oferta e demanda sobre os níves de escolardade no Paraná fogem do escopo do presente estudo e fca como proposta para estudos futuros. 20 BARBOSA FILHO e PESSÔA (2006) também estudaram acerca do retorno da pré-escola que, da mesma forma que o superor, gera grandes benefícos e deve, portanto, também ser foco dos nvestmentos. 19

20 Tabela 3 Equação de saláros por faxa de anos de estudo VARIÁVEL (1) (2) (3) (4) (5) S S2 S3 S4 Exp Exp² Raça S x Raça S x Exp Exp x Raça S x Raça x Exp Formal Snd Constante Lambda ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )** ( )*** ( )*** ( )*** ( ) ( ) ( ) ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( ) ( )*** ( )*** ( )*** ( )* ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** ( )*** LR χ 2 (2) Prob > χ CIA CIS Amostra 1923 a 1923 a 1923 a 1923 a 1923 a FONTE: Elaboração Própra a partr dos mcrodados da PNAD 2005 NOTAS: ***estatstcamente sgnfcatvo ao nível de 1%; **estatstcamente sgnfcatvo ao nível de 5%; *estatstcamente sgnfcatvo ao nível de 10%; a esse nº de observações possu uma representatvdade de habtantes. Valores entre parênteses correspondem ao desvo-padrão. Em relação às varáves utlzadas, Log w é o logartmo do saláro/hora mensal; S1= 1-4 anos de estudo; S2 = 5-8 anos de estudo; S3 = 9-11 anos de estudo; S4 = 12 anos ou mas de estudo; Exp representa os anos de experênca do trabalhador; Raça representa uma varável dummy em que assume o valor 1 se o trabalhador é branco e 0 caso contráro; Formal representa uma varável dummy em que assume o valor 1 se o trabalhador pertence ao setor formal e 0 caso contráro; Snd = Sndcato, que representa uma varável dummy em que assume o valor 1 se o ndvíduo é assocado a algum sndcato e 0 caso contráro. O teste LR é o teste da Razão de Verossmlhança para analsar se o modelo medatamente posteror é mas adequado, ou seja, que a restrção mposta é lmtante. CIA é o Crtéro de Informação de Akake e CIS é o Crtéro de Informação de Schwarz. Em relação à varável experênca, os resultados encontrados são semelhantes àqueles apresentados na Tabela 2. Ou seja, o mpacto da experênca é postvo, mas cresce a taxas decrescentes. No entanto, o coefcente da Exp 2 não é sgnfcatvo na tercera especfcação é apenas margnalmente sgnfcatvo nas duas últmas (sera ao nível de 12%). 20

21 Os coefcentes da varável de nteração entre educação e experênca são postvos e sgnfcatvos em todas as especfcações. Esse resultado é o oposto ao encontrado na Tabela 2 e faz mas sentdo econômco, pos ndca que quanto mas experente é o trabalhador ele aproveta, em méda, mas o captal humano acumulado no sentdo de elevar a produtvdade do seu trabalho e, conseqüentemente, seu rendmento. De um modo geral, as pessoas mas experentes ocupam cargos mas elevados e de maor complexdade que exgem maor capacdade analítca na resolução de problemas. Daí a mportânca do captal humano nesse tpo de trabalho e o snal postvo do coefcente de nteração entre essas varáves. Outro possível efeto é que pessoas com maores níves de escolardade têm maores chances de consegur cargos mas altos conforme sua experênca se eleva. O coefcente da varável raça se apresenta postvo e sgnfcatvo na prmera especfcação, ndcando que homens brancos ganham mas do que não brancos mesmo quando se controla para o nível de escolardade e a experênca dos ndvíduos. No entanto, a varável se torna negatva e sgnfcatva nas demas especfcações, assm como na Tabela 2, exceto na últma especfcação onde a varável dexa de ser sgnfcatva. Smlarmente aos resultados encontrados na Tabela 2, a perda de sgnfcânca da varável raça se deve à nteração entre raça e escolardade. Todos os coefcentes dessa varável são postvos e sgnfcatvos, ndcando que cada ano de escolardade eleva mas o saláro do trabalhador branco do que o do não-branco. Por fm, o snal postvo e sgnfcatvo da varável de nteração entre escolardade, raça e experênca ndca que além dos ndvíduos mas experentes tomarem um maor benefíco da educação, em termos de retornos salaras, esse efeto é mas pronuncado para os trabalhadores brancos. Essa análse nos mostra a mportânca de se utlzar a especfcação econométrca que seja a mas próxma possível do processo gerador de dados, ou seja, da realdade. Enquanto a conclusão na prmera especfcação ndca que os trabalhadores brancos ganham mas; através da últma é possível constatar que os trabalhadores mas experentes aprovetam mas seus respectvos níves educaconas e que há anda um ganho adconal quando se trata de trabalhadores brancos. Isso é um ndíco de que o dferencal de saláros entre brancos e nãobrancos é relevante para cargos mas altos ou que os trabalhadores brancos alcançam os cargos mas altos, mesmo se controlando para experênca e escolardade. Fnalmente, como nos resultados apresentados na Tabela 2, as varáves referentes ao trabalho formal e à assocação a algum sndcato apresentam um efeto postvo sobre os rendmentos do agente. Enquanto os trabalhadores do setor formal ganham, em méda, 10% 21

22 mas do que os trabalhadores do setor nformal; méda um pouco maor do que os resultados encontrados na Tabela 2; os trabalhadores sndcalzados recebem um retorno adconal, em méda, de 16%, controlando para as demas varáves utlzadas nas estmações. Tanto o snal quanto a magntude dos coefcentes são bastante robustos nas dferentes especfcações. LOUREIRO e CARNEIRO (2001), pelo procedmento de HECKMAN (1979), encontraram retornos consderavelmente maores dos trabalhadores do setor formal em relação aos do setor nformal: 38,1% para trabalhadores do sexo masculno. Isso se deve, pelo menos em parte, à não nclusão da varável referente à assocação a algum sndcato. Como mutos trabalhadores do setor formal são assocados a sndcatos, exste uma correlação alta e postva entre as duas varáves. Desse modo, a não nclusão de uma delas provoca o vés no coefcente da outra varável de forma a elevar o seu efeto Resultados do retorno da educação por faxa em relação aos trabalhadores com os prmeros anos do fundamental Para complementar a análse e testar a robustez dos resultados encontrados anterormente, realzamos uma análse utlzando varáves dummes para dentfcar as varações salaras de acordo com os dferentes níves de estudo, tendo como base de comparação os ndvíduos dos prmeros anos do fundamental. Os resultados da prmera especfcação, que são apresentados na segunda coluna da Tabela 4, ndcam que o ensno superor é, de fato, a faxa que fornece um grande salto em termos de ganhos salaras. No entanto, uma boa parte desse dferencal se deve a ausênca de varáves que não são levadas em conta nessa especfcação, ou seja, a escolardade tem um mpacto relevante através de suas nterações com experênca e raça, como podemos ver nas equações subseqüentes. Quando se consderam especfcações mas complexas e adequadas, que são os mas adequados de acordo com os testes LR e com os crtéros de seleção de modelo CIA e CIS apresentados na Tabela 4, os efetos de cada faxa educaconal sobre o retorno salaral se reduzem consderavelmente. A exceção é o ensno superor que, apesar da redução, anda contnua tendo um mpacto expressvo no retorno salaral em relação aos trabalhadores na faxa prmeros anos do fundamental em todas as especfcações (Tabela 4). Na Fgura 2 podemos observar a queda do retorno de cada nível em relação à especfcação ncal, ou seja, em comparação com aquela apresentada na segunda coluna da Tabela 4. 22