Aline Cristina Cruz 1 Pedro Henrique de Abreu Paiva 2 Norberto Martins Vieira 3

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1 Efetos do setor de ocupação e da escolardade do trabalhador sobre a probabldade de nserção em faxas salaras nos muncípos de Mnas Geras nos anos 2000 Alne Crstna Cruz 1 Pedro Henrque de Abreu Pava 2 Norberto Martns Vera 3 Resumo: Este estudo tem como objetvo avalar os efetos, provenentes das dferenças de ocupação dos setores produtvos e do nível de escolardade, dos trabalhadores sobre a probabldade de comporem faxas salaras dstntas nos muncípos mneros nos anos de 2000 e de Para tal, usou-se o censo demográfco desses anos e o nstrumental dos modelos Logt. Os resultados comprovam que, quando consderados os setores produtvos, os ndvíduos possuem dferentes probabldades de nserção em faxas salaras determnadas, embora tas dspardades tenham dmnuído ao longo dos anos Destaca-se que a educação demonstra maor relevânca neste estudo, pos revela maor probabldade de nserção em faxas salaras superores, prncpalmente para ndvíduos com curso superor, sobretudo no ano de Em suma, fca evdente que as polítcas públcas de melhora da dstrbução de renda em Mnas Geras devem se voltar prncpalmente ao nível educaconal de sua população. 1 Professora Adjunta III do Departamento de Cêncas Econômcas da Unversdade Federal de São João del Re (UFSJ). Graduação em Cêncas Econômcas (UFSJ), mestrado e doutorado em Economa Aplcada pela Unversdade Federal de Vçosa (UFV). 2 Bacharel em Cêncas Econômcas Unversdade Federal de São João del Re. 3 Professor Adjunto da Unversdade Federal de São João del Re. v.8, n. 2, jul-dez

2 Abstract: Ths study ams to evaluate the effects from the occupaton of dfferences n the productve sectors and workers educatonal level on the probablty of ndvduals compose dfferent salary ranges n the muncpaltes of Mnas Geras n 2000 and It s used the Demographc Census and the nstrumental of Logt models. The results show that, when consderng the productve sectors, ndvduals have dfferent probabltes of ncluson n certan salary ranges, although these dspartes have decreased over the years It s noted that educaton shows greater relevance n ths study, t reveals more lkely nserton n hgher salary ranges, partcularly for ndvduals wth hgher educaton, especally n In short, t s clear that publc polces to mprove the dstrbuton of ncome n Mnas Geras must turn manly to the educatonal level of ts populaton. Palavras-chave: Wage nequalty. Schoolng. Mnas Geras. Probablty. Anos Classfcação JEL: J6, J10, J24. 1 Introdução No Brasl, é notada elevada desgualdade na dstrbução de renda, apesar de sua queda na década de 2000, o que se verfca também em Mnas Geras. Segundo os censos demográfcos de 2000 e 2010, dvulgados pelo Insttuto Braslero de Geografa e Estatístca (IBGE, 2014a), o índce de Gn fgura em 0,611 para o Brasl, e em 0,599 para Mnas Geras em Já em 2010, esse índce, no Brasl e em Mnas Geras, cau para 0,575 e 0,544 respectvamente. O que se observa é que, apesar da dmnução das desgualdades, as polítcas públcas não têm sdo totalmente efcazes quanto ao objetvo da melhor redstrbução de renda. Váras questões estão envolvdas quando o assunto dz respeto às mudanças nos rendmentos no mercado de trabalho, que é a prncpal varável de renda. Pode-se ctar como exemplos as polítcas de transferênca de renda, a mportânca do aumento da escolardade dos trabalhadores, além de questões lgadas ao gênero e à raça. Dante dsso, é de suma mportânca entender o comportamento dessas varáves para melhor dreconamento e efcáca das polítcas públcas relaconadas à desgualdade de renda. O que se faz necessáro notar é que setores e ndvíduos se comportam de maneras dstntas perante o mercado de trabalho. 82 Nexos Econômcos CME-UFBA

3 Por outro lado, város estudos no Brasl vêm demonstrando que, em geral, a melhora da renda é defnda prncpalmente pelo nível de educação, usada como proxy para qualfcação dos trabalhadores. No caso do presente estudo, o foco é o estado de Mnas Geras. A despeto desse estado, Cruz e Moss (2006) ndcam essa varável como preponderante para a defnção da desgualdade de renda com base nos dados da Relação Anual de Informações Socas (RAIS), no período de 1991 a 2001, assm como Cardoso, Cruz e Castro (2013), cujo resultado é semelhante para a década de Já o trabalho de Smão (2004) avala o rendmento do trabalho por hora das pessoas nessa undade federatva com base no censo demográfco de A autora analsa os segmentos da ndústra, comérco e agrcultura e percebe comportamento dferente para o últmo segmento, de modo que a posção na ocupação defne melhor os rendmentos no setor agrícola. Smão (2004) mostra anda que a desgualdade de renda é elevada entre as mesorregões mneras. Em relação aos setores da economa, Fgueredo Neto (1998) afrma que a abertura comercal na década de 1990 teve mpacto dferencado em cada um deles quanto aos rendmentos do trabalho. O setor agrícola fo mas penalzado que outros, pos, com a abertura, é exgdo maor avanço tecnológco, culmnando na contratação de mão de obra qualfcada exgente de maores saláros. O aumento nas dspardades de renda no tocante à lberalzação comercal braslera é observado também por Arruda e colaboradores (2011). Segundo a pesqusa, as regões brasleras menos desenvolvdas são mas penalzadas com a abertura comercal. São evdêncas que atentam para a mportânca dos efetos na renda dervados das especfcdades dos postos de trabalho dos dversos setores da economa, pos as atvdades produtvas oferecem remunerações dversas à sua mão de obra. O fato de a educação ser a varável mas mportante ndcada na maora dos estudos do Brasl e de Mnas Geras não sgnfca que seja a únca. De fato, város estudos apontam essa varável como de maor relevânca, mas não desconsderam o peso das demas. Como exemplo, tem-se Stülp (2006), que analsa as varáves escolardade e setor produtvo para o estado do Ro Grande do Sul, evdencando que há especfcdades em cada setor. Já Fregugla, Menezes Flho e Souza (2007) observam que há dferenças nter-regonas e nterndustras em Mnas Geras no setor de transformação. Em suma, justfcam-se os estudos sobre a dferença salaral no estado de Mnas Geras, levando-se em conta os setores da economa e o nível de escolardade. Nesse contexto, a pergunta na qual este trabalho se embasa é: Qual o mpacto do aumento do número de pessoas em determnado grupo educaconal e do acréscmo de mão de obra em determnado setor sobre as v.8, n. 2, jul-dez

4 chances de o ndvíduo ntegrar determnada faxa salaral? Espera-se que o mpacto da educação para obtenção de maores saláros seja elevado, pos é um mportante vetor para o desenvolvmento socoeconômco e, consequentemente, para a melhora na dstrbução de renda. Consderando-se a alta desgualdade salaral em Mnas Geras, o presente trabalho tem como objetvo prncpal analsar os efetos provenentes das dferenças de ocupação dos setores produtvos e do nível de escolardade dos trabalhadores sobre os dferencas de saláros nos muncípos mneros entre os anos de 2000 e Sendo assm, especfcamente, pretende-se dentfcar, conjuntamente, o efeto do aumento do número de ndvíduos em determnado nível escolar e do acréscmo de mão de obra em determnado setor sobre as chances de essa pessoa partcpar de dada faxa salaral em cada um dos períodos avalados. Além dsso, é necessáro apontar a evolução do mercado de trabalho em Mnas Geras durante a década de 2000, no que dz respeto aos dferencas salaras entre grupos educaconas e entre setores da atvdade econômca para os mpactos sobre a desgualdade salaral no estado. No que se refere à estrutura do trabalho, além da ntrodução e da conclusão, este estudo possu mas três seções. Na prmera seção, desenvolve- -se a análse da teora da segmentação do mercado dual. A segunda seção aborda o referencal analítco utlzado neste estudo. Feto sso, procede-se com a análse e dscussão dos resultados. 2 Referencal teórco Dversas teoras abordam o mercado de trabalho, a exemplo da teora de Hecksher-Ohln e Stolper-Samulson (HOS). Esta abordagem trata a lberalzação econômca como fator propulsor para a dmnução da desgualdade salaral entre trabalhadores qualfcados e não qualfcados em países em desenvolvmento. (NERY FILHO; FIGUEIREDO, 2008) A teora do captal humano é outro exemplo e apresenta como centro da dscussão a qualfcação profssonal para o desenvolvmento econômco. (SANTOS; CAMILLO, 2011) A teora do mercado dual também leva em conta a educação em seu escopo teórco, ncorporando outras varáves, admtndo que o mercado possu barreras que vão além do estoque de conhecmento. Nesta abordagem, a educação serve como snalzação do mercado de alocação do ndvíduo. (SILVA, 2006) Para fns teórcos, os autores que abordam a teora do mercado de trabalho segmentado dvde-no em apenas dos submercados, o prmáro e o secundáro. Segundo Fernandez-Huerga 84 Nexos Econômcos CME-UFBA

5 (2010), Pore fo o prmero a defnr os mercados prmáros e secundáros. Especfcamente, no mercado prmáro, há maores ganhos provenentes de mas nvestmentos em educação, enquanto no mercado secundáro os ganhos de escolardades são relatvamente menores. (LIMA, 1980) Já Slva (2006) dscorre sobre três grupos prncpas de autores, consderando a teora da segmentação. Cada grupo aborda de manera dversa as consequêncas para a segmentação, porém, todos camnham na dreção da dvsão dual do mercado de trabalho. Prmeramente, tem-se Peter Doernger e Mchael J. Pore. Segundo esses estudosos, os empregados sempre estão dspostos a ofertar trabalho para dferentes níves de qualfcações e são estratfcados, no sentdo de que a necessdade de qualfcação e os dspêndos à aprendzagem varam de setor para setor. Já o mercado secundáro tende a ter menor retorno em nvestmentos, trenamentos e qualfcação. Portanto, os trabalhadores alocados nesse setor acomodam-se com suas stuações trabalhstas, as quas podem ser reproduzdas de geração para geração. Sendo assm, o mportante para esses autores são as característcas dos trabalhadores, como o nível de escolarzação. (LIMA, 1980) Na vsão de Pore (1983), o potencal de determnado ndvíduo que está alocado no mercado de trabalho secundáro é provenente de uma estrutura socal, assm como são as característcas que dferencam as qualdades dos trabalhadores, fenômeno a partr do qual se derva a necessdade de um paradgma que leva em conta as explcações socas. A segunda vertente, segundo Slva (2006), é provenente de Barry Bluestone, Bennett Harrson e de Thomas Vetorsz, com foco na estrutura ndustral, levando em conta as especfcdades de empregos em cada setor e tecnologa. A ênfase é dada às defcêncas setoras, e não às dferenças dos trabalhadores. Os dos últmos autores afrmam que as tecnologas mas avançadas concentram-se em mercados de não concorrênca perfeta ou tendencosos à estrutura olgopolsta, de forma que cada setor, portanto, cra seus própros segmentos. O dualsmo tecnológco reforça as segmentações, as quas fazem com que cada mercado de trabalho funcone de manera dferente e, consequentemente, exja habldades dferencadas de seus trabalhadores. (LIMA, 1980; SILVA, 2006) Por exemplo, o estudo de Vetorsz e Harrson (1973) avala que o setor prmáro tem alto índce de produtvdade, saláros e tecnologas. Já no setor secundáro, os saláros são tão baxos, assm como a produtvdade, causando estagnação tecnológca. Emprcamente, Bluestone e Harrson (1986) abordam dversas varáves, como raça, sexo e educação, e a composção setoral do emprego, a partr de dados do Current Populaton Survey (CPS) de 1973 a Nesse trabalho, o setor de alta tecnologa demonstrou v.8, n. 2, jul-dez

6 dstrbução salaral mas justa do que qualquer outro setor analsado na pesqusa, com exceção das atvdades que envolvem empregos públcos. Por fm, no tercero grupo de abordagem, tem-se Mchael Rech, Davd M. Gordon e Rchard C. Edwards. Para esses, as dspardades socas são fatores fundamentas para a segmentação. Hstorcamente, o captalsmo evolu de tal forma que apenas um grupo tem domíno sobre os fatores de produção e a acumulação do captal. As escolas e sndcatos, por exemplo, são controlados pelos captalstas e pelo Estado, para que srvam como barrera à ascensão de classes. Sendo assm, os estratos de trabalhadores cram a percepção de superordade e nferordade nos agentes, e os nteresses dos trabalhadores do mercado prmáro assemelham-se aos dos captalstas. (SILVA, 2006; CACCIAMALI, 1978) Para Rech, Gordon e Edwards (1973), o dualsmo é essencal no sstema captalsta, pos faclta seu funconamento, evtando o conluo de trabalhadores em um centro únco contra os empregadores e lmtando suas própras asprações, enquanto força de trabalho, por saberem que cada segmento possu crtéros dstntos. Do mas, Dckens e Lang (1985) afrmam que, apesar das partculardades de cada teórco do mercado de trabalho segmentado, há concordânca sobre dos precetos báscos. Prmeramente, apesar de uma economa possur dversos setores, os postos de trabalhos se aproxmam, de certa forma, do mercado prmáro ou do mercado secundáro. Além dsso, no setor prmáro parece não haver falta de postos de trabalho na maora das vezes. Em suma, a dscussão aqu feta mostra que as polítcas públcas devem ser como o ggante da mtologa grega Argos Panoptes, com 100 olhos, para captar o maor número de varáves que podem levar à melhora na dstrbução de renda e mnmzar os mpactos provenentes de um mercado com város setores. 3 Metodologa Dante do objetvo do presente estudo de dentfcar o mpacto do aumento do número de pessoas em determnado nível educaconal e do acréscmo de mão de obra em determnado setor sobre as chances de o ndvíduo ntegrar uma específca faxa salaral, é usado o nstrumental analítco oferecdo pela Econometra, que são as estmatvas de modelos Logt. (GUJARATI, 2006) Trata-se de um modelo de escolha bnára, de modo que a varável dependente é uma varável bnáro-dcotômca ou de resposta qualtatvas, consderadas as varáves explcatvas X. 86 Nexos Econômcos CME-UFBA

7 Em termos matemátcos, o modelo Logt pode ser defndo da segunte forma: P = E( Y = 1/ X ) = α β X (1) + A relação acma pode ser representada pela função de probabldade logístca acumulada, especfcada como: K k K P = F( Z ) = F( α + K β X K K 1 ) = 1+ e Z = 1+ e ( α 1 + βk X K ) K (1.1) em que Z vara entre - α e + α, permtndo que P vare entre zero e um e se relacone com Z de forma não lnear. Se P é a probabldade de ocorrênca de determnado evento, logo (1 - P ) é a probabldade desse evento não acontecer. A partr dessas notações, pode-se defnr a expressão 2 da segunte forma: P 1 P 1+ e = 1+ e Z Z = e Z (2) que representa a razão de chances/probabldade a favor da ocorrênca do evento. Aplcando anda o logartmo natural sobre a equação 2, obtém-se: Z P 1+ e Z = = e Z (2.1) 1 P 1+ e Na qual L é o Logt e refere-se ao logartmo da razão de probabldades, sendo lnear em X e nos parâmetros β k estmados. Neste trabalho, para a estmação do modelo Logt, são usados dados agrupados, de forma que as frequêncas relatvas podem ser tomadas como estmatvas dos verdaderos P, caso o número de observações para cada X seja razoavelmente elevado. Mas especfcamente, vale-se de dados agrupados para obter os dados relatvos às varáves dependentes, ou seja, os valores dos Logt. Logo, se o número de muncípos (N) é substancalmente elevado, P pode ser construído a partr da dvsão entre o número ( n ) de pessoas que pertencem à determnada faxa de saláros e o número total de pessoas( N ) da cdade, ou seja, n. P = N Em suma, βˆ K mensura o efeto de X sobre o log da razão de probabldade (odds). Para dentfcar o efeto de X sobre a razão de probabldades v.8, n. 2, jul-dez

8 & P # $! 1 P % ", aplca-se o antlog que equvale ao cálculo de e β, que fornece o chamado odds rato. Quanto ao snal do parâmetro βˆ, se este é postvo, sgnfca que à medda que se eleva o valor de determnada varável Quanto ao K explcatva, eleva-se o log da chance a favor do ndvíduo partcpar de determnado grupo salaral, segundo-se o racocíno oposto quando o snal de βˆ,é negatvo. Para mensurar o efeto margnal das varáves explanatóras usadas, ou seja, medr o efeto da varação de uma undade em determnada varável X sobre a probabldade de o ndvíduo partcpar de determnada faxa salaral, usa-se a segunte equação: EM P F( X β ) F( X β ) ( X β ) f ( X β ) k k k k X = = = = = P (1 P ) β k (3) X X ( X β k ) X X Observando-se a expressão acma, deduz-se que, no modelo Logt, o efeto margnal não é constante, pos é determnado de acordo com o nível em que cada varável ndependente X é consderada. Vale lembrar também que as varáves usadas no trabalho são expressas em percentuas e, nesse caso, a varação de uma undade em cada varável ndependente mplca varação de um ponto percentual nessa varável. É mportante atentar que a estmação de modelos Logt baseados em frequênca relatva, usando o método de MQO, pode mplcar em volações de determnadas propredades dos termos estocástcos. Se o número de observações, N, for & 1 # ε ~ $ 0,! sufcentemente grande, os erros terão dstrbução bnomal % n P (1 P ) ", e assm o erro do modelo Logt tende a ser heterocedástco. Desse modo, é necessáro que, uma vez estmadas as regressões, realzem-se testes para verfcação da não volação dos pressupostos báscos lgados às propredades dos estmadores e, prncpalmente, dos erros de perturbação. Para tal, são utlzadas nformações dos censos demográfcos de 2000 e 2010, realzados pelo IBGE, dsponblzadas pelo Sstema IBGE de Recuperação Automátca (SIDRA) 4 de cada um dos 853 muncípos de Mnas Geras, consderando como amostra o número de pessoas com mas de 10 anos de dade ocupadas 5 na semana de referênca. Ademas, consderam-se cnco faxas de rendmentos de saláros, de forma a estmar cnco regressões, que avalam a probabldade do ndvíduo ocupar cada Segundo o IBGE (2010), a população ocupada dz respeto às pessoas com trabalho durante toda ou parte da semana de referênca, anda que afastadas por motvo de féras, lcença, falta, greve etc. (IBGE, 2013, p. 148) 88 Nexos Econômcos CME-UFBA

9 uma dessas faxas salaras, consderadas as varáves explcatvas estudadas. As faxas salaras são: acma de um saláro mínmo; acma de dos saláros mínmos; acma de três saláros mínmos; acma de cnco saláros mínmos; e acma de dez saláros mínmos. Para cada uma dessas faxas de rendmentos, são construídos os valores das varáves dependentes ( P % L = ln & (1 P) # ' $ + β educ( FCeM. De posse dessas varáves, utlza-se o software Stata 12.0 para estmar as cnco regressões, a partr do modelo Logt defndo na expressão 4, na qual somente a varável dependente altera-se de acordo com os níves de saláros. ln ( P % L = & 1agrop 2nd 3comer 4const 5trans (1 ) 6 fnanc P # = α + β + β + β + β + β + β ' $ ' $ + β educ( FCeMI ) + β educ( MCeSI ( ) + β educ ) ( SC) 7 púb + β8educ( SIeFI) + β 9educ FCeMI + β10educ( MCeSI ) + β11educ( SC) seguntes setores: 4 a Portanto, as varáves testadas no modelo como explcatvas da probabldade de o ndvíduo partcpar de determnado grupo salaral são o número de pessoas nos seguntes setores: 6 agropecuára, ndústra, comérco, construção, transformação, fnancero e públco. Além dsso, têm-se os níves educaconas compreenddos em quatro categoras: sem nstrução e fundamental ncompleto (SIeFI); fundamental completo e médo ncompleto (FCeMI); médo completo e superor ncompleto (MCeSI); e superor completo (SC). É mportante dzer que os dados sobre escolardade no censo de 2000 (IBGE, 2014b) são apresentados por anos de estudo, de forma que fo essencal a compatblzação dos dados desse ano com as varáves referentes ao nível de nstrução utlzadas no censo de (IBGE, 2014c) As séres de um a três anos e de quatro a sete anos de estudos, Censo de 2000, foram agregadas em um únca varável (SIeFI), pos o ndvíduo, para obter o fundamental completo, a prncípo necessta de, no mínmo, oto anos de estudos, ou seja, um estoque educaconal maor do que sete anos de estudos. De manera análoga, a faxa educaconal de 8 a 10 anos, 11 a 14 anos e 15 ou mas anos de estudo foram consderadas, respectvamente, fundamental completo e médo ncompleto, médo completo e superor completo e superor completo. (4) 6 No presente estudo, não são consderados todos os setores presentes no censo demográfco, pos algumas atvdades econômcas possuem provável heterogenedade salaral e especfcdades que não cabem na análse proposta, como o servço doméstco, que engloba as donas de casa que não recebem rendmentos do trabalho (saláros). Além desse setor, desconsderam-se na análse: alojamento; nformação e comuncação; atvdades profssonas, centífcas e técncas; atvdades admnstratvas e servços complementares; educação; saúde humana e servços socas; artes, cultura, esporte e recreação; e outras atvdades de servços. v.8, n. 2, jul-dez

10 4 Análse e dscussão dos resultados A segur, são apresentados os resultados das regressões estmadas (Tabelas 1 e 2) para os anos de 2000 e Prmeramente, antes de ncar a dscussão dos resultados, cabe dzer que, no que se refere às premssas do modelo de regressão lnear clássco, realzou-se o teste de Whte para detecção de homocedastcdade. Todas as regressões estmadas para ambos os anos apresentaram heterocedastcdade, ou seja, erros com varânca não constante. Tal volação exgu, por sua vez, a correção por meo do método proposto em Soares (2011), a partr da correção robusta de Whte. 7 Desse modo, destaca-se que os resultados apresentados são as estmações das funções de regressão após o uso desse mecansmo de correção. No que concerne ao ajustamento do modelo, observa-se que os coefcentes de determnação (R²) são satsfatóros e em méda de 68% para os dos anos, com exceção das regressões de acma de 10 saláros para os anos de 2000 (0,4119) e de 2010 (0,2945), cujo coefcente de determnação é o mas baxo relatvamente. Entretanto, é mportante ressaltar que essa classe salaral é bastante atípca, comportando pequenas parcelas de mão de obra provenente dos dversos tpos de setor econômco. Além dsso, em parte consderável dos muncípos mneros não se observou ndvíduos com nível salaral superor a 10 saláros mínmos (2,1% em 2000 e 4% em 2010), o que pode ter afetado a qualdade de ajuste do modelo. O fato das equações serem desenvolvdas com um número consderável de varáves podera comprometer o ajuste do modelo, o que não ocorreu. Tabela 1 Modelos Logt conforme níves de rendmentos de saláros, Mnas Geras, 2000 Varáves explcatvas\ Varáves dependentes Acma de 1 saláro Acma de 2 saláros Acma de 3 saláros Acma de 5 saláros Acma de 10 saláros Constante Agropecuára Indústra -5,704* -5,181* -5,171* -5,637* -6,457* (-20,31) (-20,76) (-20,42) (-18,46) (-9,12) 2,658* 1,487* 1,122* 1,006* 0,592 NS (9,4) (6,02) (4,56) (3,77) (1,07) 3,477* 1,995* 1,304* 0,753* 0,247 NS (9,99) (6,72) (4,70) (2,48) (0,37) 7 Segundo o autor, a correção robusta de Whte é muto utlzada nos trabalhos de Economa Aplcada e vsa corrgr os erros-padrão a partr da heterocedastcdade do própro modelo. Assm, não se exge um conhecmento a pror da natureza da ocorrênca dessa volação. 90 Nexos Econômcos CME-UFBA

11 Construção Comérco Transporte Fnancero Públco S/ nstrução e fund. ncompleto Fund. completo e médo ncomp. Médo completo e superor ncompleto Superor completo 2,177* 1,559* 1,173* 0,839 NS -0,282 NS (3,61) (2,95) (2,26) (1,38) (-0,18) 3,109* 2,167* 2,280* 3,084* 3,862* (6,33) (4,83) (5,22) (6,25) (3,94) 4,916* 4,393* 3,574* 3,528* 3,103 NS (4,62) (4,67) (3,88) (3,38) (1,38) 7,656* 4,894* 3,901* 1,822 NS -2,034 NS (6,30) (4,51) (3,76) (1,52) (-1,02) 2,739* 1,821* 1,460* 0,941 NS -1,820 NS (4,92) (3,99) (3,44) (1,82) (-1,51) 3,182* 2,137* 1,707* 1,412* 1,409 NS (11,14) (8,70) (6,82) (4,91) (1,86) 6,730* 5,286* 4,462* 3,614* 1,165 NS (10,97) (9,54) (8,23) (5,94) (0,64) 5,145* 4,606* 5,122* 5,752* 7,568* (8,18) (8,31) (9,23) (8,74) (5,85) 11,630* 12,196* 12,575* 15,140* 23,434* (8,84) (10,43) (10,95) (11,30) (7,99) Teste F de sgnfcânca global 234,270 (0,000) 242,360 (0,000) 227,160 (0,000) 140,670 (0,000) 51,490 (0,000) R² (coefcente de determnação) 0,688 0,729 0,733 0,677 0,412 Notas: *Sgnfcânca a 5%, NS Não Sgnfcatvo a 5%. Valores entre parênteses são as estatístcas de teste t. Número de observações: 853 Fonte: Resultados a partr das regressões realzadas pelo autor, a partr de dados do Censo Demográfco, IBGE (2014a, 2014d, 2014e). Especfcamente, para o ano de 2000, nota-se que, consderando-se a mão de obra presente em todos os setores abordados, os coefcentes estatstcamente sgnfcatvos apontam relação postva entre o aumento na proporção de ndvíduos nesses setores e o acréscmo na mão de obra mnera partcpar das classes de saláros analsadas. Vale destacar também que a varável proporção de empregados no setor de comérco fo a únca que apresentou relação estatstcamente sgnfcatva com a chance a favor de o ndvíduo compor todos os níves salaras. Isso equvale a dzer que aumentos no número de vagas, bem como a qualfcação da população para as atvdades comercas, contrbuem para elevar a probabldade dos trabalhadores de Mnas Geras ocuparem todas as faxas salaras no ano Esse resultado demonstra que esse setor agrega uma gama de v.8, n. 2, jul-dez

12 atvdades com dferentes níves salaras no estado mnero. Tal resultado corrobora o estudo de Paul, Nakabash e Sampao (2012), que aponta que, de acordo com os dados da RAIS, o setor de comérco e servços no Brasl apresenta maor varação salaral do que agropecuára no ano de Outro dado mportante dz respeto à agropecuára. A parcela de pessoas empregadas no setor agropecuáro mnero apresenta, em todas as regressões estmadas, relação lnear postva e estatstcamente sgnfcatva com a probabldade de ocupar as faxas salaras testadas, exceto a categora salaral de nível acma de 10 saláros mínmos. Revela-se, portanto, que o aumento no percentual de ocupados na agropecuára aumentara a razão a favor dos ndvíduos ocuparem classes salaras entre um e 10 saláros mínmos no ano de Tal resultado corrobora o afrmado por Cruz, Texera e Gomes (2007), quando defnem o setor agropecuáro como mportante vetor de desenvolvmento para Mnas Geras, sendo responsável por 29,8% do Produto Interno Bruto (PIB) do estado em Costa e colaboradores (2013), a partr de análse de clusters, perceberam que 564 muncípos em Mnas Geras possuem alta partcpação das atvdades agrícolas, sendo de suma mportânca para o desempenho econômco do estado, contrbundo com o desenvolvmento local da maora dos muncípos mneros. Em relação aos coefcentes das varáves que abordam a mão de obra nos dversos níves de escolardade, todos revelam relações postvas e estatstcamente sgnfcatvas com as varáves dependentes, qual seja a partcpação percentual dos ndvíduos em cada uma das classes salaras. Percebe-se anda que os dos prmeros grupos educaconas (sem nstrução e com fundamental ncompleto; fundamental completo e médo ncompleto) não apresentam coefcentes estatstcamente sgnfcatvos na regressão que relacona as varáves explcatvas à chance da mão de obra mnera partcpar do patamar mas alto de remuneração. Já as varáves que representam o percentual de ndvíduos que possuem escolardade entre o ensno médo completo e superor ncompleto e a parcela da população com superor completo apresentam em todas as regressões relação postva e estatstcamente sgnfcatva com a probabldade de receber saláros acma de todos os níves testados. Além dsso, seus coefcentes são bem mas elevados em relação aos coefcentes dos dos prmeros grupos educaconas supractados. Sendo assm, espera-se que o aumento do percentual do número de pessoas com maores níves de nstrução faça aumentar sgnfcatvamente a chance de esses ndvíduos auferrem renda do trabalho acma de todos os valores estudados. De fato, autores como Ramos (apud ROCHA; SANTOS; ROSADO, 2014) e Paul, Nakabash e Sampao (2012) afrmam que maores níves 92 Nexos Econômcos CME-UFBA

13 educaconas sgnfcam maores estoques salaras. Nessa lnha, tem-se Stülp (2009), que, a partr de dados da RAIS de 1996 e de 2005, encontrou essa relação também para o Ro Grande do Sul. O trabalho de Cunha e Vasconcelos (2011) também demonstra, com base em dados da Pesqusa Naconal por Amostra de Domcílos (PNAD) de 1995 a 2008, que a mão de obra qualfcada tende a auferr maores saláros no estado do Paraná. Procedendo-se à mesma análse para o ano de 2010, cujos resultados constam na Tabela 2, tem-se um cenáro dferencado, pos a maora dos níves de sgnfcânca relatvos às varáves setoras ndca coefcentes estatstcamente não sgnfcatvos. O destaque refere-se à varável percentual de ndvíduos ocupados na agropecuára, a qual não apresentou coefcentes estatstcamente sgnfcatvos em nenhuma das cnco regressões para Já os coefcentes que testam a mportânca do percentual de ndvíduos ocupados na ndústra apresentam-se estatstcamente sgnfcatvos apenas para as regressões de mas de um saláro e acma de dos saláros. Tabela 2 Modelos Logt conforme níves de rendmentos de saláros, Mnas Geras, 2010 Varáves explcatvas\ Varáves dependentes Acma de 1 saláro Acma de 2 saláros Acma de 3 saláros Acma de 5 saláros Acma de 10 saláros Constante Agropecuára Indústra Construção Comérco Transporte Fnancero Públco S/ nstrução e fund. ncompleto -7,494* -8,588* -7,938* -13,653* -21,025 NS (-2,27) (-3,06) (-2,79) (-3,71) (-1,84) -0,439 NS -0,457 NS -0,390 NS -0,520 NS -1,386 NS (-1,52) (-1,78) (-1,49) (-1,53) (-1,65) 1,826* 0,657* 0,356 NS -0,122 NS -1,498 NS (5,17) (2,28) (1,24) (-0,34) NS (-1,96) -1,729* -1,480* -1,489* -2,018* -2,445 NS (-2,53) (-2,34) (-2,25) (-2,34) (-1,21) -0,741 NS 0,308 NS 0,972* 1,073 NS 0,955 NS (-1,39) (0,67) (2,12) (1,74) (0,63) 5,899* 4,633* 3,123* 3,254* 0,683 NS (4,38) (4,50) (3,31) (2,67) (0,25) 24,841* 18,610* 20,755* 23,249* 9,996 NS (5,53) (4,87) (5,32) (4,75) (0,63) 0,531 NS -0,171 NS -0,657 NS -2,419* -9,256* (0,86) (-0,37) (-1.27) (-3,06) (-3,99) 5,158 NS 5,096 NS 3,818 NS 8,586* 14,615 NS (1,55) (1,81) (1,34) (2,32) (1,27) v.8, n. 2, jul-dez

14 Fund. completo e médo ncomp. Médco completo e superor ncompleto Superor completo 11,323* 9,285* 7,266* 12,577* 22,115 NS (3,33) (3.21) (2,48) (3,34) (1,89) 6,856* 6,543* 5,071 NS 9,644* 15,388 NS (2,06) (2,30) (1,77) (2,58) (1,32) 9,898* 11,849* 11,681* 18,574* 28,269* (2,89) (4,06) (3,95) (4,95) (11,53) Teste F de sgnfcânca global 236,770 0, ,690 0, ,720 0, ,870 0,000 38,810 0,000 R² (coefcentes de determnação) 0,677 0,690 0,671 0,604 0,294 Notas: *Sgnfcânca a 5%, NS Não Sgnfcatvo a 5%. Valores entre parênteses: estatístcas de teste t. Número de observações: 853. Fonte: resultados a partr das regressões realzadas pelo autor com dados do Censo Demográfco IBGE (2014c, 2014f, 2014g). A mão de obra alocada no setor de comérco também é outra varável cujos coefcentes mostram-se estatstcamente não sgnfcatvos, exceto na regressão que tem como varável resposta a probabldade do ndvíduo auferr renda acma de três saláros mínmos. Uma explcação possível para esse resultado é o fato de que, com a maor abertura comercal a partr da década de 1990, os setores tornam-se mas compettvos, demandando maor quantdade de mão de obra qualfcada. (NERY FILHO; FIGUEIREDO, 2008) Sendo assm, espera-se que as varáves relatvas à qualfcação do empregado (a exemplo da escolardade) explquem melhor as rendas do trabalho, dmnundo a segmentação no mercado de trabalho lgada à ocupação setoral, pos passam a ser exgdos trabalhadores com maores níves educaconas. As varáves explcatvas que dzem respeto à proporção dos ndvíduos mneros nos setores de transporte e fnancero apresentaram coefcentes postvos e estatstcamente sgnfcatvos para todas as classes salaras, exceto na regressão com faxa salaral acma de 10 saláros mínmos. Sendo assm, o aumento percentual de empregados nesses setores aumenta a chance desses ndvíduos auferrem renda entre um e 10 saláros mínmos. Já o setor públco apresentou coefcentes negatvos com sgnfcânca estatístca para as duas últmas classes salaras. Esse resultado não condz com a realdade, uma vez que o setor públco possu defnções de remunerações regdas por normas burocrátcas, exgndo qualfcação específca para canddatura aos concursos e, consequentemente, oferecendo relatvamente maores saláros em certos postos de trabalho em relação ao setor prvado. Isso é o que mostra Barbosa e Souza (2012), 94 Nexos Econômcos CME-UFBA

15 que afrmam que os saláros públcos no Brasl têm a característca de serem superores aos vgentes no setor prvado. Além dsso, o aumento ou dmnução salaral dos funconáros públcos depende de contratos rígdos e estáves que demandam tempo e, por vezes, negocação sndcal e/ou mudanças na polítca econômca de controles de gastos públcos para que sejam reajustados. As varáves explcatvas referentes ao percentual de ndvíduos com ensno fundamental completo e médo ncompleto, bem como à proporção com médo completo e superor ncompleto, apresentam coefcentes postvos estatstcamente sgnfcatvos em todas as regressões, com exceção da função estmada para o últmo nível salaral (superor a 10 saláros mínmos). Isso sgnfca que o acréscmo percentual de empregados nessas faxas educaconas aumenta a probabldade desse contngente populaconal auferr saláros nclusos em todos os níves testados, o que confrma a premssa de que o ndvíduo com maor nível de nstrução tem maor chance de nserção no mercado de trabalho. De forma a complementar as análses descrtas acma, procede-se à dentfcação dos efetos margnas de cada varável ndependente para os anos analsados (Tabelas 3 e 4). Tabela 3 Efetos margnas dos modelos Logt, ano de 2000 Varáves explcatvas\ Varáves dependentes Acma de 1 saláro Acma de 2 saláros Acma de 3 saláros Acma de 5 saláros Acma de 10 saláros Agropecuára 0,103 0,371 0,280 0,061 Indústra 0,025 0,498 0,325 0,045 Construção 0,017 0,389 0,293 Comérco 0,025 0,541 0,569 0,186 0,025 Transporte 0,008 1,096 0,892 0,213 Fnancero 0,005 1,221 0,973 Públco 0,013 0,454 0,364 Sem nstrução e fundamental ncompleto 0,157 0,533 0,426 0,085 v.8, n. 2, jul-dez

16 Fundamental completo e médo ncompleto Médo completo e superor ncompleto 0,029 1,319 1,113 0,218 0,023 1,149 1,278 0,348 0,049 Superor completo 0,004 3,044 3,138 0,915 0,152 Fonte: resultados da Pesqusa elaborado pelo autor a partr dos modelos estmados (Tabela 1). Cabe notar que, no modelo Logt, os efetos margnas não são constantes e varam de acordo com o nível da varável dependente. Desse modo, são utlzados no cálculo dos efetos margnas os percentuas médos de ndvíduos ocupados em cada setor e em cada nível educaconal em Mnas Geras, consderando-se apenas os coefcentes estatstcamente sgnfcatvos. Em relação aos setores, o mpacto da elevação de um ponto percentual no número de ocupados em cada uma das atvdades econômcas não causa geralmente o aumento maor que um ponto percentual nas dversas classes salaras. As exceções referem-se aos setores de transporte e fnancero, cujos efetos margnas são de 1,10% e 1,22%, respectvamente, sobre a probabldade de ndvíduos receberem acma de dos saláros mínmos. Esse resultado confrma o esperado, prncpalmente para o setor fnancero, cuja atuação se concentra nas regões mas dnâmcas economcamente e com maor poder aqustvo do estado mnero, tal como revela a análse descrtva deste estudo. São resultados que seguem o encontrado por Stülp (2006), com base no Censo Demográfco de 2000, que aponta que o aumento de um ponto percentual de pessoas ocupadas nos setores de transporte e fnancero eleva em 9% e 4%, respectvamente, a probabldade de um ndvíduo auferr mas de dos saláros mínmos no estado do Ro Grande do Sul. Cabe notar também que os maores efetos margnas referem-se à probabldade de nserção do trabalhador nas faxas salaras entre um e cnco saláros mínmos, ou seja, aquelas que possuem o maor número de ndvíduos ocupados. Especfcamente, 45% da população ocupada no estado mnero em De modo geral, o maor mpacto sobre a probabldade de ocupar grupos salaras mas elevados, em 2000, está relaconado ao nível de escolardade superor completo. Dante da possbldade de acréscmo de um ponto percentual no percentual de ndvíduos graduados ocupados no 96 Nexos Econômcos CME-UFBA

17 mercado de trabalho mnero, espera-se a elevação da probabldade de partcpar do grupo de saláros acma de três mínmos de 3,14%. A despeto dsso, realça-se a necessdade do dreconamento maor de recursos para nvestmentos em educação, de forma que a população em Mnas Geras tenha maores possbldades de ocupar cargos melhor remunerados lado a lado com um provável cenáro de redução da desgualdade de renda nesse estado. Já para o ano de 2010, os resultados são bastante dferentes. Os efetos margnas provenentes do setor agropecuáro não estão presentes na Tabela 4, pos os coefcentes não foram estatstcamente sgnfcatvos em nenhuma das cnco regressões. Além dsso, cabe a ressalva de que nenhum valor de efeto margnal exbu mpacto esperado maor que um ponto percentual. Entretanto, os maores coefcentes são provenentes do setor fnancero, assm como dentfcado nas regressões para O aumento de 1% na proporção de ndvíduos nesse setor provavelmente levara ao acréscmo de um ponto percentual na mão de obra que aufere renda maor que um saláro mínmo. Mas uma vez, sso pode ser explcado pelo grande número de ndvíduos ocupados nesse setor em grandes centros desenvolvdos economcamente em Mnas Geras, como Belo Horzonte e Uberlânda. São localdades com elevado grau de atvdade ndustral e comercal (NOGUEIRA JÚNIOR, 2010), o que se traduz em maores demandas por servços fnanceros. Por fm, os ramos de atvdades da construção cvl e do setor públco apresentam efetos margnas negatvos. Pode-se nferr novamente que a abertura comercal ocorrda na década de 1990 mudou o comportamento ocupaconal braslero, prncpalmente após os anos Segundo Magalhães (2013), a abertura comercal leva à dmnução do emprego e renda no curto prazo, porém, esse comportamento é revertdo com o tempo. No longo prazo, segundo a autora, ocorre uma mudança tecnológca voltada para a qualfcação profssonal. Sendo assm, a abertura comercal ocorrda no Brasl a partr da década de 1990 torna os setores mas compettvos, fazendo com que estes exjam maores estoques de mão de obra qualfcada. Entretanto, a efetva qualfcação do trabalhador só se processa no longo prazo, haja vsta o tempo demandado para completar cclos de aprendzados educaconas. Conjuntamente, a população braslera vem conqustando qualfcação profssonal devdo ao crescente número de polítcas públcas com essa proposta na década de 2000, acentuando anda mas a mportânca do nível educaconal. v.8, n. 2, jul-dez

18 Tabela 4 Efetos margnas dos modelos Logt, ano de 2010 Varáves explcatvas/ Varáves dependentes Acma de 1 saláro Acma de 2 saláros Acma de 3 saláros Acma de 5 saláros Acma de 10 saláros Agropecuára Indústra 0,072 0,026 Construção -0,068-0,058-0,005-0,052 Comérco 0,003 Transporte 0,233 0,183 0,010 0,085 Fnancero 0,979 0,734 0,068 0,604 Públco -0,063-1,476 Sem nstrução e fundamental ncompleto Fundamental completo e médo ncompleto Médo completo e superor ncompleto 0,223 0,446 0,366 0,024 0,327 0,270 0,258 0,251 Superor completo 0,390 0,467 0,038 0,483 4,507 Fonte: resultados da pesqusa, elaborada pelo autor a partr dos modelos estmados (Tabela 2). De fato, a porcentagem méda de ndvíduos ocupados sem nstrução e com fundamental ncompleto dmnuu 22% de 2000 para Em contra partda, o percentual médo de mão de obra com ensno médo completo e superor ncompleto e superor completo aumentou 35,4% e 64,3%, respectvamente. Esses dados corroboram com o ndcado na presente análse, pos os coefcentes setoras se mostram menos sgnfcatvos para o ano de 2010 em relação a Portanto, os dados daquele ano mostram que a educação explca melhor a probabldade de nserção em maores faxas salaral. Tal resultado fornece explcações para as desgualdades 98 Nexos Econômcos CME-UFBA

19 salaras em Mnas Geras, concentradas prncpalmente na dferença de qualfcação de seu estoque de trabalhadores. Já o setor públco mnero, como anterormente exposto, tende a pagar maores saláros do que o setor prvado. (MORICONE et al. 2009) A despeto dsso, Souza e Mederos (2013) afrmam que os funconáros do setor públco apresentam maor nível de escolardade, de modo que se espera que o nível educaconal por s só capte grande parte das dferenças salaras nesses setores. Trata-se de uma conclusão que va ao encontro dos resultados deste estudo, a despeto da mportânca da parcela de pessoas em cada nível educaconal, com destaque ao superor completo, para explcar a probabldade de esses ndvíduos comporem todas as faxas salaras avaladas. Essa classe educaconal apresenta coefcente postvo para todas as cnco regressões, sendo que a amplação de um ponto percentual na parcela de ndvíduos graduados mneros aumentara a chance em 4,5% de o ndvíduo auferr saláros maores que 10 saláros mínmos. Nesse contexto, tem-se o trabalho de Santos, Bastos e Rocha (2008). A partr de dados da PNAD de 2000 a 2006, os autores demonstram que pessoas com 10 ou mas anos de estudo têm, em méda, 14% de chance de receber saláros maores do que ndvíduos com menores estoques educaconas. Portanto, o fato do aumento de um ponto percentual no setor públco ndcar a possível queda de 1,5% no número de ndvíduos que recebem saláros de 10 ou mas saláros mínmos não mplca necessaramente que esse setor concentra ndvíduos com baxos saláros. É mportante dzer anda que o menor nível salaral é observado, geralmente, para funconáros públcos muncpas e estaduas. Nessas esferas, a dferença entre saláros públcos e prvados tende a dmnur. (BENDER; FERNANDES, 2006) Sendo assm, cabe consderar que Mnas Geras é a undade federatva com maor número de muncípos, que comportam, conjuntamente, mas de 630 ml funconáros muncpas (IBGE, 2010), o que explca, a prncípo, tal efeto margnal negatvo e estatstcamente sgnfcatvo, pos os trabalhadores do setor públco muncpal recebem saláros menores do que das outras esferas governamentas. Por outro lado, o efeto margnal provenente dos funconáros federas pode estar sendo captado pelo própro nível educaconal superor completo, qualfcação mutas vezes exgda em concursos públcos da Federação. Em suma, os setores fnancero e de transporte contrbuem de forma mas efetva com a probabldade de aumento salaral do que os outros setores. Entretanto, os efetos margnas provenentes das parcelas populaconas, em certo nível educaconal, sobressaem-se em relação aos efetos margnas lgados ao setor de ocupação dos ndvíduos. Esse resultado v.8, n. 2, jul-dez

20 condz com aqueles encontrados para Isso sgnfca novamente a necessdade de polítcas públcas orentadas para a educação, prncpalmente para a educação superor. Polítcas dessa natureza podem elevar a renda dos ndvíduos e, consequentemente, dmnur as desgualdades salaras no estado de Mnas Geras, como aponta Cruz, Vera e Santago (2011) e Cruz, Texera e Braga (2010). No que concerne à mportânca da educação, Cruz, Texera e Braga (2010) demonstram que o aumento de um ponto percentual no nível educaconal da População Economcamente Atva (PEA) eleva em 0,33% o PIB per capta braslero, sendo que o acréscmo de 1% nos gastos públcos com educação aumenta em 0,5% a qualfcação da PEA. Além dsso, esse estudo anda aponta que o aumento de 1% em dspêndos públcos em educação, provavelmente, reduzra em 0,36% a pobreza absoluta no Brasl. Para Mnas Geras, o acréscmo percentual na escolardade mpacta anda mas o PIB per capta nesse estado: 0,76%. (CRUZ; VIEIRA; SANTIAGO, 2011) Por outro lado, tanto para o Brasl quanto para o estado mnero, o aumento dos gastos públcos em educação teve relação nversão com o nível de emprego. A explcação dos autores é que o estoque educaconal apresenta melhora no país, porém anda nsufcente perante a qualfcação exgda pelos setores produtvos. São evdêncas que corroboram os estudos de Cardoso, Cruz e Castro (2013), Cruz e Moss (2006), Fregugla, Menezes Flho e Souza (2007), Smão (2004), entre outros aqu abordados. 5 Conclusões Os resultados expostos neste trabalho demonstram a especfcdade que cada setor tem em empregar ndvíduos em dferentes níves salaras e estoques educaconas. De fato, o mercado de trabalho possu segmentos muto dferentes. Entretanto, entende-se, a partr dos resultados obtdos, que exste uma tendênca de suavzação nos efetos duas. Nesse sentdo, passa a ser exgdo maor nível de escolardade dos trabalhadores ndependente do setor de ocupação, nclusve do trabalhador da agropecuára. Esse cenáro é observado prncpalmente para o ano de 2010, cujas conclusões apontam que as varáves lgadas à educação mostraram-se mas sgnfcatvas do que aquelas relaconadas à posção nos setores da economa mnera. A despeto dsso, os processos de abertura comercal e globalzação trazem consgo a exgênca contínua e crescente por parte das frmas de maores estoques educaconas de seus trabalhadores. 100 Nexos Econômcos CME-UFBA

21 Em contrapartda, os setores de transporte e o fnancero apresentam maores efetos margnas tanto nas regressões de 2000 quanto nas de 2010, ndcando que são mportantes lócus de mão de obra que auferem saláros superores a um saláro mínmo. Essas atvdades econômcas empregam um percentual reduzdo de ndvíduos geralmente alocados nos muncípos mas desenvolvdos do estado mnero, como Belo Horzonte. Já o setor agropecuáro apresentou índces que apontam o mpacto postvo na probabldade de nserção nos níves de renda entre um e 10 saláros mínmos no cenáro referente ao ano Entretanto, não há como comparar esse resultado com as regressões fetas para o ano de 2010, já que os coefcentes desse setor não apresentaram sgnfcânca estatístca. O mesmo pode-se dzer da mportânca da ocupação no ramo de comérco, que apresenta apenas um coefcente sgnfcatvo para o ano de 2010, embora o aumento no número de pessoas nesse ramo mpactara de forma postva a probabldade dos ndvíduos receberem mas de três saláros mínmos em ambos os anos. Os setores da construção e públco apresentaram coefcentes contráros aos esperados. Entretanto, entende-se que o aumento no estoque educaconal por s só capte a melhora de saláro nesses setores. Esta conclusão fundamenta-se na dscussão da lteratura de que a abertura comercal, ocorrda após 1990, elevou a exgênca dos setores em relação à qualfcação profssonal. Cabe notar que as regressões contemplam dados muncpas para todo o estado de Mnas Geras, o que pode representar uma agregação com perda de dentfcação de partculardades regonas na análse da mportânca da educação e da ocupação setoral para o dferencal de saláros. Dto sso, como lnha de pesqusa futura, sugere-se, por exemplo, uma análse decomposta para mesorregões ou mcrorregões mneras, com possbldade de resultados dstntos. Afnal, Mnas Geras contempla 853 muncípos com níves de desenvolvmento econômco e concentração de renda dstntos entre s, bem como dnamsmo setoral e nível de escolardade em estágos dferentes para cada regão mnera. Por fm, os resultados apresentados neste trabalho vão ao encontro de estudos anterores, apontando que o nível educaconal, em especal a educação superor, tem papel extremamente decsvo para que os ndvíduos possam auferr maores rendmentos do trabalho. Sendo assm, comprova-se a hpótese de que a qualfcação é a varável que melhor explca a possível melhora da remuneração da mão de obra na economa mnera. Isso sgnfca que polítcas públcas de combate à pobreza e melhora da dstrbução de renda voltadas prncpalmente para o aumento e aperfeçoamento do nível educaconal de sua população podem demonstrar-se extremamente efcazes para o estado de Mnas Geras. Além dsso, prorzar os locas v.8, n. 2, jul-dez

22 menos desenvolvdos para a mplantação de novas ndústras e atvdades de comérco, com geração de emprego e renda para essas localdades, pode revelar-se como nstrumento efcente quanto à busca de melhor dstrbução da renda de Mnas Geras. Referêncas ARRUDA, E. F. et al. Efetos assmétrcos da abertura comercal sobre o nível de renda dos estados brasleros. In: ENCONTRO NACIONAL DE ECONOMIA DA ANPEC, 39., 2011, Foz do Iguaçu, PR. Anas... Nteró, RJ: ANPEC, BARBOSA, A. L. N. de H.; SOUZA, P. H. Dferencal salaral públco-prvado e desgualdade dos rendmentos do trabalho no Brasl. Boletm mercado de trabalho: conjuntura e análse, n. 53, Ro de Janero: IPEA, BENDER, S.; FERNANDES, R. Gastos públcos com pessoal: uma análse de emprego e saláro no setor públco braslero no período In: ENCONTRO NACIONAL DE ECONOMIA DA ANPEC, 34., 2006, Salvador. Anas Nteró, RJ: ANPEC, BLUESTONE, B.; HARRISON, B. The Great Amercan Job Machne: The Prolferaton of Low Wage Employment n the US Economy. Washngton, D.C.: The Commttee, p. CACCIAMALI, M. C. Mercado de trabalho: abordagens duas. Revsta de Admnstração de Empresas, São Paulo, v. 18, n. 1, p , jan./mar CARDOSO, L. A. A.; CRUZ, A. C.; CASTRO, M. A. C. Dferencas salaras no mercado de trabalho formal de Mnas Geras nos anos In: ENCONTRO NACIONAL DA ABET, 13., 2013, Curtba. Anas... Curtba: ABET, COSTA, C. C. M. et al. Determnantes do desenvolvmento do setor agropecuáro nos muncípos. Revsta de Admnstração, São Paulo, v. 48, n. 2, p , abr./jun CRUZ, A. C.; VIEIRA, N. M.; SANTIAGO, L. A. T. Gastos públcos em captal físco e humano e o combate à pobreza: uma análse comparatva Brasl - Mnas Geras. In: TEIXEIRA, E. C.; MATTOS, L. B.; LEITE, C. A. M. (Org.). As questões agrára e da nfraestrutura de transporte para o agronegóco. Vçosa, MG: Suprema, 2011, p CRUZ, A. C.; MOSS, S. R. Determnantes dos dferencas de saláros no mercado de trabalho formal do estado de Mnas Geras no período Nexos Econômcos CME-UFBA

23 In: SEMINÁRIO SOBRE ECONOMIA MINEIRA DA CEDEPLAR/UFMG, 12., 2006, Damantna, MG. Anas... Belo Horzonte: UFMG, CRUZ, A. C.; TEIXEIRA, E. C.; BRAGA, M. J. Os efetos dos gastos públcos em nfraestrutura e em captal humano no crescmento econômco e na redução da pobreza no Brasl. Economa, Nteró, v. 11, n. 4, p , dez CRUZ, A. C.; TEIXEIRA, E. C.; GOMES, M. M. Composção do agronegóco no estado e Mnas Geras. In: CONGRESSO BRASILEIRO DE ECONOMIA E SOCIOLOGIA RURAL DA SOBER, 45., 2007, Londrna, PR. Anas... Vçosa, MG: SOBER, CUNHA, M. S.; VASCONCELOS, M. R. Dferencas de saláros ntersetoras no mercado de trabalho paranaense. Revsta de Economa, Curtba, v. 37, n. 2, p , mao/ago DICKENS, W.; LANG, K. A test of dual labor Market theory. The Amercan Economc Revew, Cambrdge, Mass., v. 75, n. 4, p , Sept DOERINGER, P. B. Internal labor markets and noncompetng groups. The Amercan Economc Revew, Cambrdge, Mass., v. 76, n. 2, p , may FERNANDEZ-HUERGA, E. La teoría de la segmentacón del mercado de trabajo: enfoques, stuacón actual y perspectvas de futuro. Investgacón económca, Cudad de Méxco, DF, v. 69, n. 273, p , jul./sept FIGUEIREDO NETO, L. F. Determnantes da partcpação no mercado de trabalho e dos rendmentos e retornos aos nvestmentos em captal humano. Análse Econômca, Porto Alegre, v. 16, n. 29, p , mar FREGUGLIA, R. S.; MENEZES FILHO, N. A.; SOUZA, D. B. de. Dferencas salaras nter-regonas, nterndustras e efetos fxos ndvduas: uma análse a partr de Mnas Geras. Estudos Econômcos, São Paulo, v. 37, n. 1, p , jan./mar GUJARATI, D. Econometra básca. 4. ed. rev. Ro de Janero: Elsever, p. IBGE Insttuto Braslero de Geografa e Estatístca. Atlas do censo demográfco Ro de Janero: IBGE, p. IBGE Insttuto Braslero de Geografa e Estatístca. Perfl dos muncípos brasleros Ro de Janero: IBGE, p. Dsponível em: < Acesso em: 9 mao IBGE Sstema IBGE de Recuperação Automátca SIDRA: Tabela 2906: Índce de Gn da dstrbução do rendmento nomnal mensal das pessoas de 10 anos ou mas de dade, com rendmento, por condção de atvdade v.8, n. 2, jul-dez